International diversifikation med aktier, under hensyntagen til valutarisiko og korrelationsændringer, set fra et dansk investorsynspunkt Afgangsprojekt, HD 2. del i Finansiering Aflevering 14. maj 2012 Copenhagen Business School, Institut for Finansiering Forfatter:, 11.04.1983 Vejleder: Niels Henrik Lehde Pedersen
FORFATTERERKLÆRING Identifikation OPGAVENS TITEL: International diversifikation med aktier, under hensyntagen til valutarisiko og korrelationsændringer, set fra et dansk investorsynspunkt STUDIUM: FAG: NAVN PÅ PRØVEN: HD 2. del i Finansiering Afgangsprojekt Afgangsprojekt FØDSELSDATO: NAVN PÅ FORFATTER(E): 11-04-1983 Opgavens omfang: Efter eksamensbestemmelserne for prøven må opgavebesvarelsen højst bestå af 80 sider eksklusiv forside, litteraturliste og evt. bilag. Bilagene indgår ikke i bedømmelsen. Hver side må højst indeholde 2.275 anslag (inkl. mellemrum). (Fx svarende til 35 linjer á 65 anslag). Siderne skal have en margen på mindst 3 cm. i top og bund og mindst 2 cm. i hver side. Skrifttypen skal være på minimum 11 pitch. Tabeller, figurer, illustrationer og lign. tæller ikke med i antallet af anslag, men berettiger ikke til at overskride det fastsatte maksimale sidetal. Code of Conduct: Undertegnede forfatter(e) erklærer herved: - at jeg/vi selvstændigt eller i samarbejde med ovenfor anførte gruppemedlemmer har udført arbejdet med denne opgave og skrevet den indeholdte tekst - at jeg/vi har markeret alle citater med citationstegn og forsynet dem med referencer til deres oprindelse - at opgaven overholder de ovenfor anførte vilkår for opgavens omfang og udformning. Dato: Underskrift(er): Der gøres opmærksom på, at hvis det ved bedømmelsen viser sig, at erklæringer ikke er i overensstemmelse med de faktiske forhold (herunder at opgaven ikke overholder de fastsatte krav til omfang), vil dette blive indberettet til Rektor og behandlet efter bestemmelserne i CBS Ordensregler og regler for akademisk redelighed, herunder disciplinære foranstaltninger. Side 2 af 84
1.0 Indhold 1.0 INDHOLD... 3 2.0 EXECUTIVE SUMMARY... 5 3.0 INDLEDNING... 6 4.0 PROBLEMIDENTIFIKATION... 7 5.0 PROBLEMFORMULERING... 7 6.0 METODE... 8 7.0 AFGRÆNSNING OG FORUDSÆTNINGER... 11 8.0 DANSKE BENCHMARKPORTEFØLJER... 11 8.1 MULIGE METODER TIL BESTEMMELSE AF OPTIMALE DANSKE PORTEFØLJER... 11 8.2 BEREGNING AF MARKEDSPORTEFØLJENS RISIKOPRÆMIE SAMT RISIKOFRI RENTESATS... 13 8.3 KONSTRUKTION AF LILLE PORTEFØLJE... 14 8.4 KONSTRUKTION AF STØRRE PORTEFØLJE... 18 8.5 SIGNIFIKANS I BEREGNINGERNE... 19 9.0 DIVERSIFIKATION MED AMERIKANSKE AKTIER... 21 9.1 INDDRAGELSE AF AMERIKANSKE AKTIER I DEN LILLE PORTEFØLJE... 23 9.2 INDDRAGELSE AF AMERIKANSKE AKTIER I DEN STORE PORTEFØLJE... 23 9.3 DELKONKLUSION... 24 10.0 DIVERSIFIKATION MED AMERIKANSKE OG JAPANSKE AKTIER... 25 10.1 INDDRAGELSE AF JAPANSKE AKTIER I DEN LILLE PORTEFØLJE... 26 10.2 INDDRAGELSE AF JAPANSKE AKTIER I DEN STORE PORTEFØLJE... 27 10.3 DELKONKLUSION... 28 11.0 VALUTARISIKO... 29 11.1 FORSKELLIGE NIVEAUER AF VALUTARISIKO... 29 11.2 DEKOMPONERING AF AFKAST OG RISIKO... 32 11.3 HEDGING AF DIREKTE VALUTARISIKO... 36 11.4 DELKONKLUSION... 39 12.0 ØVRIGE RISICI VED INTERNATIONAL INVESTERING... 40 12.1 POLITISK RISIKO... 41 12.2 FINANSIEL RISIKO... 42 12.3 ØKONOMISK RISIKO... 42 12.4 DELKONKLUSION... 43 Side 3 af 84
13.0 ÆNDRINGER I MARKEDERNES INDBYRDES AFHÆNGIGHED... 43 13.1 BESKRIVELSE AF KORRELATION OG METODE FOR BEREGNINGER... 44 13.2 GENEREL KORRELATION MELLEM MARKEDERNE... 45 13.3 ÆNDRING I KORRELATIONSKOEFFICIENTER I LØBET AF ANALYSEPERIODEN... 46 13.4 ÆNDRING I KORRELATIONSKOEFFICIENTER VED EKSTRAORDINÆRE BEGIVENHEDER... 48 13.5 DELKONKLUSION... 50 14.0 INVESTERINGSHORISONTENS BETYDNING... 51 14.1 ÆNDRING AF INVESTERINGSHORISONT TIL EN UGE PÅ DEN LILLE PORTEFØLJE... 53 14.2 ÆNDRING TIL INVESTERINGSHORISONT TIL EN UGE PÅ DEN STORE PORTEFØLJE... 54 14.3 ÆNDRING AF INVESTERINGSHORISONT TIL ET KVARTAL PÅ DEN LILLE PORTEFØLJE... 55 14.4 ÆNDRING AF INVESTERINGSHORISONT TIL ET KVARTAL PÅ DEN STORE PORTEFØLJE... 56 14.5 DELKONKLUSION... 57 15.0 OMKOSTNINGSASPEKTER VED INTERNATIONAL INVESTERING... 58 15.1 DELKONKLUSION... 60 16.0 LITTERATURSTUDIE OMKRING INTERNATIONAL DIVERSIFIKATION... 61 17.0 KONKLUSION... 67 18.0 KILDEFORTEGNELSE OG KILDEKRITIK... 71 19.0 BILAGSOVERSIGT... 78 BILAG 1: INDHOLD AF OMX COPENHAGEN BENCHMARK PR. 26.02.2012... 79 BILAG 2: VÆGTNING AF STØRSTE AKTIER I OMXCB CONTRA OMXC20... 80 BILAG 3: VÆGTNING I STOR BENCHMARKPORTEFØLJE - MÅNEDSDATA... 80 BILAG 4: VÆGTNING I STOR PORTEFØLJE INCL. S&P500 OPGJORT I DKK - MÅNEDSDATA... 80 BILAG 5: VÆGTNING I STOR PF INCL. S&P500 + NIKKEI225 OPGJORT I DKK - MÅNEDSDATA... 81 BILAG 6: GRAFISK FREMSTILLING AF INDEKSPRISER INCL. OG EXCL. VALUTAOMREGNING... 82 BILAG 7: VÆGTNING I STOR PF. INCL. UDL. INDEKS OG VALUTAAFDÆKNING - MÅNEDSDATA... 83 BILAG 8: COMPOSITE RISK RATINGS - TOP 35... 83 BILAG 9: VÆGTNING I STOR PORTEFØLJE INCL. UDENLANDSKE INDEKS - UGEDATA... 84 BILAG 10: VÆGTNING I STOR PORTEFØLJE INCL. UDENLANDSKE INDEKS - KVARTALSDATA... 84 Side 4 af 84
2.0 Executive summary The objective of this thesis is to analyze which influence international equities has on Sharpe Ratio for a Danish investor, holding a portfolio of Danish equities only, having the risks of currency fluctuations and correlation changes in mind. By using the single index model to construct two benchmark portfolios consisting Danish equities, the thesis explains how the effects of expanding with international equities will be, for a well diversified investor and a less diversified investor. Using the Danish index OMX Copenhagen Benchmark as Market Portfolio, construction of Sharpe Ratio optimized portfolios is made from a regression of excess returns on the Market Portfolio, against excess returns on the American index S&P500 and the Japanese index Nikkei225. The thesis examines which effect the floating currencies US dollars and Japanese Yen has on the standard deviation and expected return, for the Danish investor, by decomposing the currency risk into an equity part and a currency part. After this, it is examined how the two portfolio's Sharpe Ratios are affected if the investors chooses to hedge the currency risk with forwards or futures. It is concluded that on basis of the analyzed time period and measured by Sharpe Ratio, international diversification with equities results in a very small effect for the investor holding the well diversified Danish portfolio. Through the analyzed time period there is no overall trend in the correlation changes between the international equity markets, but substantial increase in correlation by turbulence caused by events of global economic character. This means that the currency risk's little impact on portfolio Sharpe Ratio, can be turned into a large positive effect, due to the low correlation between currency and equity movements. Generally this is concluding that it is valuable for the investor, to use international diversification with equities. Side 5 af 84
3.0 Indledning Investering i aktier kan have flere forskellige formål. Eksempler på sådanne kan være langsigtet akkumulering af fri formue, pensionsopsparing eller kortsigtet spekulation. Fælles for alle er ønsket om at opsparingen skal vokse sig større til senere realisering, eller som minimum begrænse tab af købekraft. Enhver må imidlertid gøre sig klart, at bortset fra den risikofri rente, findes der ikke risikofrie gevinster. Al forrentning som overstiger den risikofri rente, er således risikobelagt, eksempelvis i form af kursrisiko, kreditrisiko, likviditetsrisiko, politisk risiko eller brancherisiko 1. Når der søges rådgivning om aktieinvestering hos fagfolk, findes ét altoverskyggende råd som går igen: risikospredning - eller diversifikation som det kaldes i fagsprog. Ved at sprede sin investering på en række selskaber er meningen, at toppen tages af flere af de nævnte risici samtidig med at forventet afkast forbliver uændret. Således opnås et mere attraktivt forhold mellem risiko og forventet afkast. Danske aktiers markedsværdi udgjorde i 2009 kun 0,4 % af verdens aktiemarked 2. Idet danske aktier har en høj grad af samvariation bestemt af f.eks. national lovgivning og konjunkturudsving, er det ikke svært at lade sig overbevise om, at der findes markante diversifikationsgevinster ved spredning af investering ud over landets grænser. Ved international diversifikation bør investor dog også overveje, hvilken betydning svingninger i valutakurserne har for investeringen. Man kan jo nemt forestille sig, at en uheldig udvikling i den udenlandske valutakurs, kan have alvorlige konsekvenser for investeringens afkast, men samtidig, at valutakursen får samvariationen mellem markederne til at blive mindre, så det faktisk er en god ting for diversifikationen. Der er dog også andre forhold som bør overvejes ved investering i udenlandske aktier. Dette kunne eksempelvis være landets politiske, finansielle og økonomiske forhold, idet ændrede betingelser kan have stor betydning for virksomhedernes mulighed for at skabe afkast til aktionærer, eller hvilken betydning investeringshorisonten har for investor. Herudover tager depotudbydere typisk mere for at handle og opbevare udenlandske aktier, end det er tilfældet for danske aktier. 1 Kilde: "Aktieinvestering - teori og praktisk anvendelse", side 22 2 Kilde: "Investments", side 865 Side 6 af 84
4.0 Problemidentifikation Investering i aktier er risikobetonet, idet det forventede afkast af investeringen er højere end den risikofrie rente. Porteføljeteorien beskriver hvordan spredning af investeringen på flere aktier, giver lavere standardafvigelse for det samme forventede afkast. Når vi ser verdens aktiemarked som en helhed, så udgør den danske værdi ganske lidt, så ved at udvide en dansk aktieportefølje med udenlandske papirer er det sandsynligt, at porteføljens standardafvigelse bliver lavere. Det er dog interessant at undersøge, hvor stor effekten er for en investor der i udgangspunktet har en veldiversificeret dansk portefølje, og en investor med en mindre diversificeret portefølje. Herudover er det yderst interessant at se, hvor stor en del af det forventede afkast samt standardafvigelsen på de udenlandske værdipapirer, der er et resultat af valutakursudsving og hvor meget der stammer fra afkastene på de udenlandske papirer. Det vil ligeledes være spændende at undersøge, hvordan forventet afkast/risiko-forholdet ændres, hvis valutarisikoen hedges. Da international diversifikation bygger på teorien om lavere korrelation mellem forskellige markeder, finder jeg det spændende at se på hvordan korrelation egentlig har udviklet sig over tid, og hvad der sker med denne når der er turbulens på markederne, og man virkelig har brug for en god diversifikationseffekt. Jeg mener det er relevant, at overveje hvilken betydning investeringshorisonten har for forholdet mellem forventet afkast og risiko, samt hvilke omkostninger investor skal indstille sig på at betale og hvordan disse omkostninger kan håndteres. 5.0 Problemformulering Målt ved ændringer i Sharpe Ratio over en investeringshorisont på en måned, hvor stor er diversifikationsgevinsten ved at udvide en dansk aktieportefølje med aktierne i det amerikanske indeks S&P500, for en henholdsvis veldiversificeret investor (modelleret ved en portefølje bestående af 39 aktier) og en mindre veldiversificeret investor (modelleret ved en portefølje bestående af 5 aktier)? Hvor stor en yderligere diversifikationsgevinst opnås ved at medtage aktierne fra det japanske indeks Nikkei225? Side 7 af 84
Hvor stor en del af de udenlandske indeks' forventede afkast og standardafvigelse stammer fra valutakursudsving? Hvordan påvirkes Sharpe Ratio, hvis den fundne valutarisiko afdækkes? Hvordan har korrelationskoefficienten mellem priserne på det danske, amerikanske og japanske markedsindeks ændret sig over perioden fra 2002 til 2012, og kan der på baggrund heraf bestemmes en generel tendens? Hvordan påvirkes korrelationen i perioder med uro på de finansielle markeder? Hvilken betydning har det for Sharpe Ratio på porteføljerne med valutarisiko, hvis investeringshorisonten ændres til en uge eller til et kvartal? Hvorledes har omkostningerne ved udenlandsk investering betydning for den private investor, og hvad kan denne gøre for at imødekomme dette? 6.0 Metode I første del af opgaven vil jeg bestemme Sharpe Ratio i to forskellige porteføljer indeholdende danske aktier. Disse to porteføljer konstrueres, da jeg senere i opgaven vil benytte dem som benchmark, når der tages udenlandske værdipapirer med. Jeg vil gøre meget ud af at forklare centrale antagelser omkring risikofri rente og risikopræmie på markedsporteføljen. Første portefølje vil indeholde 5 aktier. For at bestemme forventet afkast på aktierne, vil jeg foretage lineær regression af 10 års historisk centreret afkast 3 på hver enkelt aktie mod 10 års historisk centreret afkast på markedsporteføljen. Som markedsportefølje bruger jeg indekset OMX Copenhagen Benchmark PI (herefter kaldet OMXCB) som estimat. PI betyder at udbytte ikke er løbende geninvesteret. Dermed passer det bedre sammen med de kursdata jeg har fra aktierne. Som risikofri rente vil jeg bruge den til enhver tid gældende 3 måneders pengemarkedsrente (månedligt opgjort). Forventet afkast på aktier bestemmes herefter som risikofri rente + aktiens beta risikopræmie på markedsporteføljen. Jeg vil herefter benytte Sharpes enkeltfaktor indeksmodel til at bestemme den optimale risikofyldte portefølje og Sharpe Ratio. Anden portefølje vil indeholde 39 aktier. Her vil jeg benytte samme fremgangsmåde inkluderende enkeltfaktor indeksmodellen, til bestemmelse af den optimale portefølje. Efter konstruktion af porteføljerne vil jeg undersøge signifikansen i beregningerne af beta. Dette gør jeg for at være sikker på, at den fundne beta ikke er fremkommet på baggrund af tilfældigheder. Jeg 3 Centreret afkast = historisk afkast fratrukket risikofri rente Side 8 af 84
vil bestemme signifikans-niveauet ved at kortlægge t-stat og P-værdi for alle de enkelte aktier. Jeg vil desuden kommentere på P-værdier over 5 %. I anden og tredje del af opgaven vil jeg finde effekten ved først at inddrage amerikanske og dernæst japanske aktier til de to porteføljer. Dette gør jeg for at tydeliggøre gevinsten ved supplering med udenlandske aktier. Ved at tage udgangspunkt i de to fundne porteføljer inkluderes det amerikanske aktieindeks S&P500. Dette gøres ved at omregne de amerikanske kurser i dollar (USD) til danske kroner (DKK) med den på tidspunktet gældende valutakurs. Lineær regression benyttes igen til bestemmelse af beta, og Sharpe Ratio findes ud fra enkelt-indeksmodellen. Tilsvarende gøres herefter med de japanske aktier via aktieindekset Nikkei225, så vi til sidst ender op med en portefølje indeholdende danske, amerikanske og japanske aktier. USA og Japan er valgt som udenlandske markeder, da amerikanske dollar (USD) og japanske yen (JPY) er flydende overfor euro (EUR) og danske kroner (DKK) og der dermed opstår en reel valutakursrisiko. S&P500 indekset er valgt for USA og Nikkei225 indekset for Japan, da disse er store nok til at omfatte mange forskellige brancher samt anses som toneangivende. I fjerde del af opgaven vil jeg bestemme hvor stor en del af de udenlandske indeks' forventede afkast og standardafvigelse der stammer fra valutakursudsving. Først vil jeg beskrive, hvilke forskellige niveauer af valutarisiko der findes - det vil sige hvad jeg betegner som direkte og indirekte valutarisiko. Analysen foretages ved at dekomponere de udenlandske aktieafkast i en valutadel og en afkastdel. Jeg foretager dekomponering for efterfølgende at kunne vise hvordan Sharpe Ratio ændrer sig, hvis valutarisikoen afdækkes. Denne del af opgaven vil foregå på samme måde som tidligere, det vil sige ved lineær regression og enkelt-indeksmodel. Femte del af opgaven vil være et beskrivende afsnit, der vil omhandle øvrige risikomomenter ved international investering, da disse også har stor indflydelse på den totale risiko ved international diversifikation. Jeg vil ikke foretage en egentlig analyse af disse parametre, da det indebærer subjektive vurderinger, for hvilke der kræves data, som er alt for omfattende at indhente. Jeg vælger i stedet, at foretage en overordnet beskrivelse af risiciene, samt hvilke faktorer der påvirker disse. I sjette del, vil jeg undersøge, om korrelationskoefficienterne mellem priserne på det danske, amerikanske og japanske aktiemarked har ændret sig over min analyserede periode fra 2002 til 2012. Det vil jeg gøre idet der er findes undersøgelser der siger, at korrelationen stiger med tiden, Side 9 af 84
hvilket betyder lavere diversifikationsgevinst. Analysen vil blive foretaget ved beregning af korrelationskoefficienter mellem priserne på OMXCB PI, S&P500 og Nikkei225 indeksene. Herefter vil jeg vise hvordan korrelationen mellem markedernes priser er over hele min analyseperiode fra 2002 til 2012, og sammenligne disse korrelationer med perioderne 29/8-2008 til 28/8-2009 hvor finanskrisen satte dagsordenen, 11/3-2011 til 12/8-2011 hvor Japan kæmpede med konsekvenserne ved jordskælvet og den efterfølgende tsunami, samt 27/7-2011 til 30/3-2012 hvor gældskrisen rasede. Dette vil jeg gøre for at undersøge, om teoretikernes påstand om højere korrelationskoefficienter i perioder med turbulens også kommer til udtryk i min analyse. I syvende del af opgaven vil jeg vise forskellen i Sharpe Ratio, hvis investeringshorisonten i stedet havde været en uge eller et kvartal. Undersøgelsen er medtaget, for at kortlægge vigtigheden af, at investeringshorisonten passer til det ønskede - dette selvom den ikke er en direkte del af opgavetitlen. I første omgang vil jeg antage nye niveauer af risikofri rente og risikopræmie på markedet. Jeg vil herefter bruge ugentlige og kvartalsvise kursdata på indenlandske og udenlandske aktier til lineær regression for at finde beta, samt enkelt-indeksmodellen til bestemmelse af Sharpe Ratio. Ottende del af opgaven vil være et beskrivende afsnit om omkostningsaspekter ved international diversifikation, hvordan disse påvirker investor, samt hvordan en privat investor kan imødekomme disse. Afsnittet er medtaget da udenlandsk investering, for nogle investorer, er markant mere omkostningsfyldt, end indenlandsk, og jeg derfor ikke mener det kan udelades helt. Jeg vil undersøge prislejet for udenlandsk aktieinvestering, ved at tage udgangspunkt i forskellige udbyderes priser. Herefter vil jeg komme med et forslag til imødekommelse af de højere priser, for en privat investor. Niende del vil være et lille litteraturstudium indeholdende forskellige artikler om de behandlede emner. Dette er medtaget for at sammenholde mine resultater med andres. Jeg vil gengive, hvad jeg mener er de væsentligste dele af artiklerne, og herefter sammenholde med mine egne resultater. Jeg vil igennem opgave indsætte billeder der viser mine resultater fra Excel. Dette gør jeg for overskuelighedens skyld, da der er rigtig mange tal at forholde sig til. Side 10 af 84
7.0 Afgrænsning og forudsætninger Det antages, at der kun kan investeres i aktier, og at der ikke kan placeres penge i det risikofri aktiv. Herudover antages, at kortsalg ikke er muligt, samt at al afkast er fri for beskatning. Jeg afgrænser mig fra diversifikationsmuligheder ved øvrige markeder, idet jeg ikke mener at forklaringsgraden opvejer pladsforbruget i opgaven, og der dermed er risiko for at læseren finder opgaven kedelig. Analysen vil kun omfatte valutarisiko som følge af, at udenlandske aktier er noteret i udenlandsk valuta, og herigennem kan variere i DKK-værdi uden at aktiekursen ændrer sig. Den tager således ikke højde for selskabers egen valutaeksponering. Denne sondring foretages, dels fordi jeg ikke ser det som praktisk muligt at omfatte selskabernes egen valutaeksponering, og dels fordi selskaberne allerede kan have afdækket deres valutarisici. Dette gælder dog kun selve analysen, da jeg som nævnt vil beskrive de forskellige niveauer af valutarisiko. Anvendt aktiekursdata i alle opgavens afsnit er korrigeret for Corporate Actions, og det antages at alle betingelser for anvendelse af modellerne er opfyldt, herunder at alle priser er skarpt fastsat. Som risikofri rente bruges den til enhver tid gældende 3 måneders danske pengemarkedsrente, opgjort til den horisont der arbejdes med. Det antages, at indekset OMX Copenhagen Benchmark er en god approksimation for den danske markedsportefølje. 8.0 Danske benchmarkporteføljer I det følgende vil jeg konstruere de to porteføljer med danske aktier, som skal fungere som benchmark for analysen om udenlandsk diversifikationsgevinst. Jeg vil i første omgang vise to oplagte metoder der findes til bestemmelse de optimale porteføljer samt hvad forskellen er. Herefter kommer selve konstruktionen af de to porteføljer. 8.1 Mulige metoder til bestemmelse af optimale danske porteføljer Porteføljeteoriens fader Harry Markowitz skrev sin første artikel om porteføljeteori i 1952 4. I denne beskrev han hvordan aktivernes indbyrdes prisudsving, kan udnyttes til at mindske risikoen målt ved standardafvigelse på den samlede investeringsportefølje indeholdende N aktiver, og samtidig 4 Kilde: Portfolio Theory & Capital Markets, forord, s. 8, 3. afsnit. Artiklen hedder "Portfolio Selection" og blev bragt i Journal of Finance i marts 1952. Side 11 af 84
bibeholde det samme forventede afkast. Metoden kaldes i dag Markowitz Porteføljeudvælgelsesmodel. For at beregne optimale porteføljer ud fra denne metode dvs. de porteføljer der giver optimale forhold imellem afkast og risiko skal der bruges estimater på forskellige parametre. Det er klart, at for at beregningen kan foretages, skal vi kende aktivernes forventede afkast samt deres risiko (standardafvigelsen på de forventede afkast) dermed har vi behov for 2N forskellige tal. Dette er dog ikke alt vi skal nemlig også kende aktivernes indbyrdes kovarians 5. Som figur 1 viser, skal vi altså nu have bestemt N*N tal. Vi får dog lidt hjælp, da diagonalen udgøres af aktivernes egen varians, og estimaterne spejles over diagonalen. Hermed skal vi samlet set estimere tal i alt. Det vil med andre ord sige, at en lille portefølje indeholdende 5 aktier kræver figur 1: Kovariansmatrix med 5 aktiver, egen ill. estimater i alt, mens en større portefølje indeholdende 39 aktier kræver estimater i alt. Som det ses bliver metoden hurtigt meget tung at arbejde med i praksis. I 1963 introducerede William Sharpe The Index Model 6. Denne simplificerede porteføljekonstruktion med mange aktiver, idet der i denne ikke bruges kovarianser mellem alle aktiverne. I enkelt-indeksmodellen antages i stedet, at afkastet på alle aktiver er bestemt af én enkelt fælles faktor: markedsporteføljens risikopræmie. De enkelte aktiver har forskellig afhængighed overfor denne risikopræmie, angivet ved beta (β). Samlet set skal der til enkelt-indeksmodellen foretages følgende estimater: - N estimationer af alpha (α i ), dvs. hvad det enkelte aktiv forventes at afkaste, udover markedsbestemt afkast - N estimationer af σ 2 (e i ), dvs. varians på den firmaspecifikke usikkerhed - N estimationer af beta (β i ), dvs. det enkelte aktivs påvirkning af markedsudsving - Et estimat af E(R M ), dvs. markedsporteføljens risikopræmie - Et estimat af σ 2 M, dvs. variansen på markedsporteføljen. 5 Kilde: Portfolio Theory & Capital Markets, s. 118-119 6 Kilde: Investments s. 252, fodnoten Side 12 af 84
Hermed skal vi samlet set foretage estimationer for at kunne bestemme porteføljen. Dette er for 39 aktiver estimationer. Dermed er det altså markant mindre omfattende at bestemme en samlet portefølje ved brug af enkelt-indeksmodellen, når vi har mange aktiver, og det er da også en af årsagerne til at jeg har besluttet, at bruge denne metode til konstruktion af den store danske benchmarkportefølje. Da jeg ikke vil risikere, at porteføljerne er forskellige som følge af forskellige fremgangsmåder, har jeg valgt, at bruge enkelt-indeksmetoden til konstruktion af den lille benchmarkportefølje, indeholdende 5 aktier. I begge benchmarkporteføljer har jeg brugt kursdata som er renset for corporate actions, såsom aktiesplit, emissioner, fusioner mv. Dette er helt afgørende for validiteten af analysen, da eksempelvis et aktiesplit vil give enorme fald i aktiens pris, uden at der er tale om, at virksomheden er i vanskeligheder, eller aktien af andre årsager er blevet solgt i større mængder. 8.2 Beregning af markedsporteføljens risikopræmie samt risikofri rentesats Til konstruktion af begge porteføljer skal jeg bruge et estimat på markedsporteføljens risikopræmie. Dette bruges til beregning af de enkelte aktiers forventede afkast. Til dette formål har jeg valgt at bruge en anden udgave af OMXCB, nemlig den der hedder GI (gross index). I denne version er udbyttebetalinger løbende geninvesteret, så det altså ikke kun figur 2: Markedsporteføljens risikopræmie, egen ill. afspejler aktiekurserne. Jeg har valgt at gøre dette for at få et bedre estimat af et af de vigtigste nøgletal. I de øvrige dele af analysen herunder regression af aktiekurser mod indeks tager jeg udgangspunkt i PI-indekset, da dette passer bedre sammen med de aktiekursdata jeg har kunnet fremskaffe - disse er ligeledes uden medregnet udbytte. Således finder jeg beta ud fra korrekt sammenlignelige dataserier. Værdierne til regression er bestemt ud fra 118 måneders afkast fratrukket den til enhver tid gældende risikofrie rente. Som det ses af figur 2 kan markedsporteføljens årlige risikopræmie beregnes til 7,05 %, på baggrund af GI indekset. Hvis det til sammenligning var beregnet ved brug af PI indekset, havde risikopræmien været ca. 4,66 % årligt. Det kan diskuteres hvor mange investorer der vil acceptere et Side 13 af 84
merafkast på kun 4,66 %, når den højere risiko tages i betragtning. Herudover beskriver mine kilder, at risikopræmien i deres mere omfattende analyser, ligger på mellem 6,5 og 7,0 % i Tyskland, 8,5 og 9,3 % i Østrig 7, og på 7,9 % i USA 8. Dette taler yderligere for, at jeg skal vælge GI indekset som grundlag. Som risikofri rente har jeg brugt den 3-måneders danske pengemarkedsrente. Ved estimering af fremtidig sats har jeg benyttet aritmetisk gennemsnit af den historiske rente. Dog har jeg beregnet det på baggrund af kun 1 års historik, da jeg mener at det ellers vil være for skævvridende. Som figur 3 viser, er renten i dag blot 0,0625 % pr. måned og gennemsnittet fra 10 års historik er mere end 3,3 gange større, og viser således en rente på 0,2113 % pr. måned. Endelig rente til brug for beregningerne havner herefter på 0,08154 % pr. måned dette er valgt med særligt vægt på de relativt korte investeringshorisonter jeg i opgaven opererer med, og at jeg i øvrigt observerer, at der med et års historik ligger værdier både over og under den aktuelle rente. Aritmetisk gennemsnit er valgt, idet jeg mener, dette er det bedste til estimering af fremtidig udvikling, da det ikke er stiafhængigt, og således tager alle forventede afkaststier i betragtning. Herudover er det denne der bliver brugt af flest praktikere og akademikere 9. 8.3 Konstruktion af lille portefølje Ved konstruktionen af den lille portefølje har jeg valgt 5 meget kendte selskaber med megen løbende medieomtale. Aktierne er: Carlsberg B Danske Bank Novo Nordisk B Vestas Wind Systems TDC figur 3: Risikofri rente, egen ill. 7 Kilde: "Searching for the right Market Risk Premium", s. 43 og 47 8 Kilde: "Investments", s. 180. 9 Kilde: Searching for the right market risk premium, s. 12-13 Side 14 af 84
De 5 aktier er fra 5 meget forskellige brancher, og dette bidrager som bekendt positivt til diversifikationen - således kan det på forhånd afvises, at valget af brancher skulle være skyld i et eventuelt dårligere forhold mellem afkast og risiko i denne benchmarkportefølje, i forhold til den næste. Herudover er det 5 aktier som er yderst skarpt prisfastsat, da de bliver handlet i meget store mængder hver dag. Jeg kunne have valgt at estimere forventet afkast på aktierne ud fra historisk afkast, men det ville være en grov antagelse at gå ud fra, at historisk afkast er en valid approksimation for fremtidigt afkast. Af denne grund, samt for bedre at kunne sammenligne resultaterne, har jeg valgt at estimere forventet afkast som risikofri rente + beta risikopræmie på markedet. Beta bestemmes ved lineær regression af aktiens afkast fratrukket risikofri rente, mod markedsporteføljens afkast fratrukket risikofri rente. Regressionsligningen bliver hermed som følger:, hvor (alpha) er den enkelte akties forventede afkast fratrukket risikofri rente, når markedsporteføljens forventede afkast fratrukket risikofri rente er nul. (beta) er aktiens følsomhed overfor markedsudsving, dvs. hvor meget aktiekursen svinger når markedsporteføljens kurs rykker sig 1 %. betegner risikopræmien på markedet dvs. markedsporteføljens afkast fratrukket risikofri rente, og er fejlleddet, dvs. aktiens usystematiske risiko 10. Efter at have foretaget beregningerne er jeg nået frem til værdierne, og sammenfattet disse i figur 4. figur 4: Sammenfatning af enkeltaktieforhold, egen ill. Selvom denne del af analysen er foretaget på basis af månedsafkast, vil jeg alligevel fokusere på årlige værdier, så resultaterne senere kan sammenlignes med hinanden. Alle beregninger foretages naturligvis gennemgående ved brug af den tidsenhed som kurser er opgjort i - resultaterne er herefter skaleret op til årlige tal. Af figur 4 fremgår blandt andet forventet afkast og standardafvigelse, og det skal specielt bemærkes, at standardafvigelsen på enkeltaktieniveau ligger på mellem ca. 26 % og 54,5 %. 10 Kilde: "Investments" s. 249. Side 15 af 84
Jeg kunne også have valgt at bruge til beregningen af aktiernes forventede afkast. Jeg har i stedet valgt at bruge, da jeg hverken har viden om selskaberne som ikke er tilgængelig for offentligheden, eller har foretaget en dybdegående analyse af hvert enkelt selskab. Dermed antages alpha at være 0, som den pr. definition er i markedsporteføljen. Dette gælder både for denne portefølje og for den store benchmarkportefølje. Med denne antagelse befinder vi os i CAPM-verdenen, hvor man som investor ikke bliver belønnet for at tage andet end systematisk risiko og ligningen kan betragtes grafen for Security Market Line (SML). I antagelsen ligger ligeledes at når en akties alpha undtagelsesvist bevæger sig væk fra 0, bliver den straks handlet tilbage så den ligger på linjen og igen har alpha på 0 - dvs. at vi har et effektivt kapitalmarked. Efter at have bestemt forventet afkast og standardafvigelse på enkeltaktieniveau, kan jeg nu fortsætte med beregning af udkast til forventet afkast og standardafvigelse på porteføljen. Porteføljens forventede afkast beregnes ud fra følgende formel 11 :, hvor er vægten af aktie i i porteføljen, er aktie i's forventede afkast og N er antallet af aktier i porteføljen. Jeg kalder det et udkast, da vægtene strengt taget ikke er beregnet endnu - dette gælder ligeledes for beregning af beta samt varians på porteføljen - det kommer jeg tilbage til senere. Herefter bestemmes standardafvigelsen på porteføljens afkast. For bestemmelse af denne, behøver jeg kun at involvere usikre elementer, dette være sig variansen på markedsporteføljens afkast, og variansen på den usystematiske risiko. Førstnævnte estimeres i første omgang som standardafvigelse (stikprøve) indeholdende data fra de sidste 10 års månedlige afkast på OMXCB PI indekset (markedsporteføljen). Sidstnævnte fremgår af regressionsanalysen som standardfejl og omhandler residualleddet. Det er altså standardafvigelsen på det udsving som ikke kan forklares af udsving på markedsporteføljen 12. Jeg kvadrerer værdierne for at omdanne fra standardafvigelse til varians. Efter bestemmelse af porteføljevægtene kan jeg kortlægge porteføljens samlede beta. Dette gøres som et simpelt vægtet gennemsnit af de enkelte aktivers beta 13, dvs.. 11 Kilde: "Portfolio Theory and Capital Markets", s. 121 12 Kilde: "Investments", s. 256 13 Kilde: "Portfolio Theory and Capital Markets", s. 122 Side 16 af 84
Den endelige varians på porteføljen bestemmes ud fra følgende formel 14 :. Det bemærkes, at i stedet for at summe alle varianser + deres dobbelte kovarians, antages her, at alle de enkelte aktier er ukorrelerede mellem hinanden, og kovariansleddene kan således blot udgå. Hermed omhandler de sidste N led i ligningen de risici der vedrører de enkelte aktier, mens det første led omhandler den risiko der har med aktiernes afhængighed af markedsporteføljen at gøre. Denne antagelse er helt central i teorien om enkelt-indeksmodellen; aktiernes afkast er bestemt af én enkelt fælles faktor: markedsporteføljens risikopræmie. Når ovenstående er bestemt, kan jeg nu skalere op til årlig standardafvigelse vha. kvadratrodsreglen - dvs., samt årligt forventet afkast vha. almindelig multiplikation - dvs. Sharpe Ratio beregnes herefter som 15 :. Efter bestemmelse af porteføljens variable, og indtastning af en række tilfældige porteføljevægte, bruger jeg Excels solver-funktion til maksimering af Sharpe Ratio. Jeg har valgt at udelade kortsalgsmuligheder, idet analysen hermed kan bruges på alle markeder - også hvor kortsalg ikke er tilladt. Samtidig kan analysen også bruges af private investorer, som eksempelvis kunne holde denne lille portefølje fra start, og er interesserede i effekten af inddragelse af udenlandske papirer. Det skal for god ordens skyld nævnes, at selvom kortsalg havde været tilladt på dette marked, ville porteføljen, i dette tilfælde, alligevel ende ud med samme vægte som angivet. Resultaterne af ovenstående har jeg sammenfattet i figur 5. Bemærk, at standardafvigelsen ved investering i porteføljen, er lavere end den laveste standardafvigelse på enkeltaktieniveau, men den tilbyder et markant højere forventet afkast. Denne sammensætning af aktierne giver et forventet afkast på ca. 8,3 % pr. år. Herudover bør det bemærkes, at Sharpe Ratio er 0,30011 - dette skal bruges til sammenligning senere i opgaven. figur 5: Porteføljevægte, Sharpe mv. - lille portefølje, egen ill. 14 Kilde: "Portfolio Theory and Capital Markets", s. 122 15 Kilde: "Formelsamling til faget Portfolio Analysis" Side 17 af 84
8.4 Konstruktion af større portefølje Ved konstruktionen af den veldiversificerede portefølje har jeg valgt at tage udgangspunkt i de 45 aktier, der er indeholdt i indekset OMXCB 16. Den konstruerede portefølje adskiller sig fra OMXCB ved vægtningen i indekset. OMXCB er et såkaldt Free Float justeret indeks - dvs. at det er vægtet sådan, at det kun er de aktier der reelt er i fri handel, der er medtaget 17. Dermed er beholdninger holdt af selskabet selv, stater mv. holdt udenfor vægtningen. Jeg har undersøgt om de store af selskaberne vægter markant anderledes end hvad markedsværdierne tilsiger - dette er ikke tilfældet 18. Udover denne begrænsning indgår der i min konstruerede portefølje ikke aktier, som ikke har tilstrækkelig kurshistorik til at matche resten af analysen - disse 6 aktier er på forhånd udtaget af porteføljen 19. Den samlede portefølje indeholder således herefter 39 danske aktier. Som markedsportefølje anvendes det samme indeks, dog med de sidste 6 aktier inkluderet - dette kan lade sig gøre, idet jeg blot skal bruge en serie af kurser på indekset, svarende til serien af kurser på enkeltaktierne. Selve konstruktionen af porteføljen følger den samme fremgangsmåde, som beskrevet ved konstruktion af den lille portefølje, men indeholder altså flere aktier. Data til den lille portefølje er udplukket fra regressionen af den store, så der er dermed fuldstændig overensstemmelse mellem behandlingen af tallene, og disse er således direkte sammenlignelige. Ved behandling af data finder jeg porteføljens forventede afkast, beta, standardafvigelse og maksimal Sharpe Ratio. Den Sharpe Ratio-optimale vægtning i porteføljen indeholder ca. 13 % fordelt på de to Mærsk aktier som det bedst repræsenterede selskab, og Topsil Semiconductor Materials som det dårligst repræsenterede selskab med ca. 0,24 %. De øvrige selskaber har vægtninger herimellem 20. figur 6: Sharpe mv. - stor portefølje, egen ill. 16 Se Bilag 1: Indhold af OMX Copenhagen Benchmark pr. 26.02.2012 17 Kilde: "Rules for construction and Maintenance of the Nasdaq OMX and Oslo Børs All-Share, Benchmark, Tradable and Sector Indexes", s. 13. 18 Se Bilag 2: Vægtning af største aktier i OMXCB contra OMXC20 19 Følgende aktier er udtaget: Atlantic Petroleum P/F, Chr. Hansen Holding A/S, G4S plc., Pandora A/S, Rella Holding A/S, Tryg A/S. 20 Se Bilag 3: Vægtning i stor benchmarkportefølje - månedsdata Side 18 af 84
Som det ses af figur 6, opnår vi ved yderligere diversifikation med danske aktier, en Sharpe ratio på 0,3473, dvs. en forbedring på ca. 0,047. Da forventet afkast nærmest er ens i de to porteføljer, stammer forbedringen af Sharpe Ratio primært fra forbedret standardafvigelse - dette går fint i tråd med teorien om, at flere aktier giver lavere standardafvigelse for det samme forventede afkast. 8.5 Signifikans i beregningerne Jeg har valgt at indsætte et lille afsnit om signifikans i de foretagne beregninger. Det er vigtigt, at estimatet for beta er signifikant forskelligt fra nul, således at det altså er usandsynligt at beta, eller med andre ord hældningen på værdipapirets karakteristiske linje, er fremkommet ved en tilfældighed. Jeg har tidligere antaget, at de centrerede afkastdata er normalfordelte. Dette har jeg gjort på baggrund af Den Centrale Grænseværdisætning som fortæller, at "Gennemsnittet af n uafhængige, identisk fordelte stokastiske variabler er approksimativt normalfordelt, når n bliver tilstrækkelig stor" 21. Det vil sige, at hvis tilfældet var, at mine centrerede afkastdata fra start ikke var normalfordelte, vil fordelingen konvergere mod normalfordelingen, når antallet af observationer øges. Det er ikke i grænseværdisætningen fastsat, hvor mange observationer der gør stikprøven "tilstrækkelig stor", men da jeg i analysen har 118 måneders afkast, og dermed 118 observationer, mener jeg godt at jeg kan forsvare antagelsen om at de centrerede afkast er normalfordelte. For at teste for signifikans i beta, ser jeg igen på min regressionsanalyse. Her finder jeg værdien t- stat som altså er baseret på antagelsen om normalfordeling. Værdien i t-stat fortæller hvor mange standardafvigelser beta overskrider 0, og derfor kan det bruges til at vurdere sandsynligheden for at den sande beta rent faktisk er lig 0, i stedet for at være lig mit estimat 22. Med andre ord vil en høj t- værdi indikere en lav sandsynlighed for, at beta er 0. Ud over t-stat ser jeg på niveauet af signifikans, udtrykt ved p-værdien. P-værdien indikerer, at hvis den sande beta er 0, vil sandsynligheden for at opnå en beta som beregnet, være p-værdien 22. Det vil sige, at for at have et optimalt niveau af signifikans, skal p-værdien være 0. Det konventionelle cutoff for statistisk signifikans er en sandsynlighed på mindre end 5 % 22, det vil sige, at vi ønsker så lave p-værdier som muligt, og aldrig større end 5 %. 21 Kilde: Noter til "Crash kursus i erhvervsøkonomisk dataanalyse", CBS, august 2010 22 Kilde: "Investments", side 257 Side 19 af 84
For at tage et konkret eksempel, ser vi i figur 7 på regressionen af Vestasaktiens centrerede afkast mod OMXCB PI centreret afkast. Her ser vi en beta på ca. 1,53 markeret gul. T-stat viser en værdi på 7,237, hvilket altså indikerer, at vores fundne beta ligger 7,237 standardfejl fra 0. Dette må siges at være rigeligt til at kunne antage, at beta på denne aktie er signifikant forskellig fra 0. For at slå det helt fast, kan vi ligeledes se på p-værdien, som er markant under 5 % - bemærk, at E-11 betyder, at kommaet skal flyttes 11 gange til venstre. Det vil altså sige, at hvis den sande beta er 0, er der en sandsynlighed på 5,35E-11 for at man ville ramme den funde beta på 1,53. Dermed kan vi godt udelukke at beta på Vestas-aktien er 0. Dette er jo kun en af 39 enkeltaktier, så at det forholder sig således generelt set, har jeg endnu ikke påvist. Jeg vil derfor her liste de 39 aktiers t-stat og p-værdier. Aktie t-stat P-værdi Aktie t-stat P-værdi Aktie t-stat P-værdi Mærsk A 11,96428092 5,5963E-22 IC 7,26003 4,77E-11 RBREW 5,913368 3,45E-08 Mærsk B 12,02534558 4,0267E-22 JDAN 3,484563 0,000696 SIM 7,398318 2,36E-11 Århus Elite B 1,879062386 0,06274566 JYSK 8,595587 4,51E-14 SJGR 6,867439 3,44E-10 Bang & Olufsen 8,134475284 5,1689E-13 LUN 3,326783 0,001177 SYDB 9,023129 4,6E-15 CARL B 8,207729392 3,516E-13 NEWCAP 3,146731 0,002099 TDC 4,413787 2,29E-05 COLO B 3,417571905 0,00087216 NKT 9,509524 3,35E-16 THRAN 6,093876 1,48E-08 DNORD 5,316317893 5,2034E-07 NDA DKK 11,53158 5,8E-21 TIV 3,397318 0,000933 DANSKE 10,45565782 1,9865E-18 NORTHM 5,327271 4,96E-07 TKDV 6,151806 1,12E-08 DSV 10,57576226 1,0347E-18 NOVO B 5,778787 6,45E-08 TOP 5,907658 3,55E-08 FLS 8,417254646 1,1627E-13 NZYM B 7,265945 4,63E-11 TPSL 1,971323 0,051068 GN 9,169719016 2,091E-15 PARKEN 3,52647 0,000604 TORM 6,824931 4,25E-10 GES 5,295084948 5,7141E-07 ROCK A 6,062807 1,71E-08 VWS 7,237266 5,35E-11 GYLD B 2,247200895 0,0265184 ROCK B 6,678978 8,75E-10 WDH 6,937852 2,42E-10 Tabel 1: t-stat og P-værdier, egen ill. Som tabellen viser, har langt de fleste aktier P-værdier der i praksis er 0. Dog er der to aktier som har P-værdier over 5 %. Århus Elite og Topsil Semiconductor Materials har P-værdier på henholdsvis 6,28 % og 5,11 %. Det er naturligvis ikke så smart i forhold til analysens validitet, men da netop disse selskaber indtog sidstepladserne i vægtningen af den Sharpe Ratio optimerede portefølje, med henholdsvist 0,29 og 0,24 % af den store portefølje, vælger jeg at se bort fra dette forhold. figur 7: Regression af Vestas mod OMXCB PI, egen ill. Gennemsnitligt for alle aktierne fås en t-stat på 6,583 og en P-værdi på 0,376 %, hvilket jeg Side 20 af 84
betragter som et OK signifikansniveau, specielt taget i betragtning, at dette er simple gennemsnit der ikke er vægtede i forhold til andelen i porteføljen, så de to nævnte selskaber trækker således gennemsnittet meget mere op, end hvad der er det reelle billede. 9.0 Diversifikation med amerikanske aktier Jeg har nu konstrueret de to danske benchmarkporteføljer, og vil i dette afsnit demonstrere hvordan Sharpe Ratio påvirkes, hvis der inddrages amerikanske aktier i porteføljerne. Jeg har valgt at tage udgangspunkt i aktieindekset S&P500, og bruge det som var det en enkelt aktie. Årsagen til, at jeg har valgt at bruge indekset er, at S&P500 er meget bredt fordelt på sektorer og stort nok til at have rigtig god diversifikation i sig selv - derudover bliver det ofte brugt som værende markedsportefølje i forbindelse med analyser som denne 23. Indekset er sandsynligvis bedre diversificeret - dvs. har et bedre forventet afkast/risiko forhold - end OMXCB som jeg bruger til approksimation for markedsporteføljen. Jeg har på trods af dette valgt denne fremgangsmetode, bl.a. for at undgå at skulle vælge enkeltaktier i USA, hvilket jeg anser som værende meget krævende når målet er at opnå den bedste diversifikation, men også fordi målet netop er at maksimere diversifikationsgevinsten. Jeg kunne ligeledes have valgt blot at konstruere porteføljen, som eksempelvis 50 % i den fundne danske portefølje og 50 % i den amerikanske del. Dette har jeg fravalgt, da det er givet at det er den optimale fordeling, og ved brug den valgte metode kan jeg lettere beregne optimal fordeling og ændring i Sharpe Ratio, hvilket jo er omdrejningspunktet for analysen. Ved brug af enkeltindeks modellen antages det, at S&P500 er styret af de samme markedsmekanismer, som gør sig gældende for de danske aktier. Dette er muligvis ikke helt realistisk, idet amerikanske selskaber eksempelvis bliver ramt af anden lovgivning end de danske selskaber gør. I forhold til den høje grad af globalisering, der er efterhånden gør sig gældende, mener jeg nu det fortsat er forsvarligt at antage at aktierne i hovedtræk følger de samme tendenser. Det er muligt at investere i hele indeks - som var det en enkelt aktie - ved hjælp af for eksempel en passivt forvaltet investeringsforening (en såkaldt indextracker eller Exchange Traded Fund (ETF)), både i Danmark og i udlandet. Der opnås således diversifikation ved kun én handel. Ved investering i en passivt forvaltet investeringsforening i Danmark, slipper man for de yderligere omkostninger 23 Eksempelvis i "Investments" s. 249. Side 21 af 84
november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK Hovedopgave HD(F), maj 2012 for handel med udenlandske værdipapirer, men det kan til gengæld være, at omkostningerne i foreningen er lidt højere 24. Herudover er der normalt ikke valutaafdækning af danske indextrackere 25, så dette passer ligeledes fint sammen med analysen jf. det følgende. 12000 10000 8000 S&P500 opgjort i DKK Ved konstruktion af porteføljerne er det nødvendigt først at omregne kurserne fra USD til DKK, med den til enhver tid gældende valutakurs 26, hermed afspejler de altså den værdi aktierne har for vores danske investor, når aktierne inkluderes i porteføljen. Det betyder samtidig, at prisudviklingerne ikke ligner hinanden særligt godt som det fremgår af figur 9 og figur 8. Dette er en måde at vise, at aktiverne bestemt ikke er perfekt positivt korrelerede efter valutaomregning. Det samlede afkast på de amerikanske papirer målt i danske kroner kan opgøres som afkastet fra udsving i valutakursen. Der sker således både diversifikation som følge af investering i forskellige aktier, samt som følge af valutakursudsving. Dette kommer jeg yderligere ind på senere i opgaven. Efter omregning til DKK, bestemmes det løbende månedlige afkast, og den risikofrie rente fratrækkes, så vi har centreret afkast. Det er på denne datarække, at der foretages lineær regression mod tilsvarende centrerede afkast på OMXCB PI. 6000 4000 2000, hvor betegner afkastet fra aktierne målt i USD, betegner 600 500 400 300 200 100 0 0 Dato OMXCB PI Dato S&P500 figur 8: Prisudvikling i S&P500 opgjort i DKK, egen ill., datakilde: Yahoo Finance figur 9: Prisudvikling i OMXCB PI, egen ill., datakilde: Nasdaq OMX Nordic OMXCB PI 24 Kilde: http://www.morningstar.dk/dk/556/articles/53494/etf-hvad-er-det.aspx, se også afsnittet 15.0 Omkostningsaspekter ved international investering senere i opgaven 25 Egen undersøgelse på baggrund af oplysninger fra: sparindex.dk, danskeinvest.dk, sebinvest.dk 26 Kilde: Danmarks Statistik Side 22 af 84
Betakoefficienten for S&P500 havner på ca. 0,6 hvilket siger, at S&P500 i DKK i gennemsnit stiger 0,6 % når OMXCB PI stiger med 1 %. 9.1 Inddragelse af amerikanske aktier i den lille portefølje Nu kan jeg konstruere den lille portefølje med de nye aktier inkluderet. Som det ses af figur 10 er den usystematiske risiko på S&P500 mindre end 1/4 af den nærmeste konkurrent i den lille portefølje, og således nærmest forsvindende lille - faktisk burde det jo i virkeligheden være 0, da S&P500 i sig selv er veldiversificeret, men da jeg i min analyse har OMXCB som markedsportefølje bliver det ikke tilfældet her. Det ses af figuren, at den lille portefølje nød godt af at få de amerikanske papirer ind, idet mere end 45 % af porteføljen nu udgøres af S&P500. Jeg havde forventet, at andelen ville være relativt stor idet afkast/risiko forholdet på S&P500 alt andet lige må være bedre, end det er for de enkelte danske aktier. Efter inkludering falder det forventede afkast fratrukket risikofri rente 27, fra ca. 7,33 % årligt, når kun danske aktier var med, til ca. 5,93 % årligt - dvs. et fald på 8,09 %. Til gengæld falder standardafvigelsen med 23 % fra 24,4% til 18,8 % årligt, hvilket resulterer i at Sharpe Ratio stiger med 5,1 % fra ca. 0,3 til ca. 0,316. 9.2 Inddragelse af amerikanske aktier i den store portefølje I den store portefølje er der heller ingen af enkeltaktierne, der har lavere usystematisk risiko end S&P500. Her er det Tivoli der er den nærmeste "konkurrent", med en varians på 0,00249, svarende til knap 2½ gange mere end for det amerikanske indeks. Dette er da også en af årsagerne til, at S&P500 "kun" udgør ca. 10,7 % af denne portefølje. Mærsk aktiernes andel er reduceret til ca. 11,6 % og selskabet med dårligste figur 11: 10: Lille portefølje incl. S&P500 i DKK, egen ill. 27 Svarende til tælleren i formlen for Sharpe Ratio figur 12: Stor portefølje incl. S&P500 i DKK, egen ill. Side 23 af 84
repræsentation er igen Topsil Semiconductor Materials med 0,216 % 28. Porteføljen bliver naturligt nok ikke ligeså påvirket ved inddragelsen af S&P500, da denne jo i forvejen var bedre diversificeret end den lille portefølje. Således finder jeg nu et forventet porteføljeafkast fratrukket risikofri rente på 7,11 % årligt, mod 7,46 % tidligere. Dette svarer til et fald på 4,47 %. Til gengæld falder standardafvigelsen igen relativt mere, og havner således på 20,44% årligt, mod 21,47 % tidligere - et fald på 4,8 %. Dette resulterer i en Sharpe Ratio der er en anelse forbedret fra 0,3473 til 0,348 - dvs. en ganske ubetydelig stigning på 0,2 %. Jeg finder det lidt overraskende, at ændringen ikke er større, selvom jeg havde en rimelig diversifikation i forvejen. Forventet afkast på S&P500 har jeg opgjort til 5,213 % på årsbasis. Dette tal er baseret på analysen, hvor valutakursen er medregnet. Som udgangspunkt er dette niveau relativt lavt og samtidig lavere end selve markedets risikopræmie, og som vi ser, trækker S&P500 da også porteføljernes forventede afkast ned. Forventet afkast er på de øvrige aktier som gennemsnit 8,2 %. I min litteratur er det gennemsnitlige årlige afkast fra 1926-2009 i S&P500 opgjort til 11,63 % 29, så det bliver interessant at se, hvordan forventet afkast og risiko på indekset og porteføljerne ændrer sig, når valutadelen afdækkes - det vender jeg tilbage til i et senere afsnit. Som ventet var det altså den mindre diversificerede portefølje, der fik størst gavn af muligheden for at inddrage amerikanske aktier. Forskellen i Sharpes Ratio er herefter formindsket fra 0,047 til 0,032. Det giver således mere værdi for en investor med en mindre veldiversificeret portefølje at inddrage S&P500, hvorfor en dansk veldiversificeret investor bør overveje værdien - særligt ift. de ekstra omkostninger det medfører. 9.3 Delkonklusion Efter konstruktionen af de danske benchmarkporteføljer inddragede jeg det amerikanske aktieindeks S&P500 i hver af porteføljerne, ved at anse indekset som værende en aktie som de øvrige. Jeg valgte indekset, da det er bredt fordelt på sektorer og er veldiversificeret på forhånd, derudover valgte jeg denne metode, for lettere at kunne bestemme optimal portefølje og Sharpe Ratio. Dermed accepterede jeg antagelsen om, at afkastet på amerikanske aktier er bestemt af samme makroøkonomiske forhold, som afkastet på danske aktier. 28 Se Bilag 4: Vægtning i stor portefølje incl. S&P500 opgjort i DKK - månedsdata 29 Kilde: "Investments", s. 180 Side 24 af 84
november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK Hovedopgave HD(F), maj 2012 Da afkastet på udenlandske aktier er givet ved, var jeg nødt til at omregne de amerikanske indekspriser til danske kroner, for herefter at foretage lineær regression som det ligeledes var tilfældet med de danske benchmarkporteføljer. Da regressionen var på plads kunne jeg konkludere, at S&P500 fik en andel på 45 % i den lille portefølje, hvilket betød, at porteføljens forventede afkast fratrukket risikofri rente faldt med 8,09 % og standardafvigelsen faldt med 23 %. Sharpe Ratio steg på baggrund af dette med 5,1 % fra ca. 0,3 til ca. 0,316. I den store portefølje fik S&P500 en andel på ca. 10,7 %. Dette resulterede i at porteføljens forventede afkast fratrukket risikofri rente faldt med 4,47 %, og standardafvigelsen faldt med 4,8 %. På baggrund heraf fik Sharpe Ratio en ubetydelig forbedring 0,2 % ved inddragelse af de amerikanske aktier. Som forventet blev det den mindre veldiversificerede portefølje, der fik mest gavn af inddragelsen af amerikanske aktier, og investoren med den veldiversificerende portefølje bør overveje, om det er umagen værd - særligt ift. de yderligere omkostninger. 10.0 Diversifikation med amerikanske og japanske aktier I forrige afsnit viste jeg, hvordan Sharpe Ratio på mine danske benchmarkporteføljer bliver påvirket, når vi inkluderer amerikanske aktier. I dette afsnit vil jeg vise, hvordan det forholder sig når vi herudover inddrager japanske aktier til porteføljerne. Dermed opnår vi en diversifikation fra 3 forskellige steder i verden - 3 steder hvor aktiekurserne ikke nødvendigvis udvikler sig i samme takt. I Japan findes et indeks indeholdende de 225 top ratede aktier på Tokyo Stock Exchange 30. Det fungerer hermed som toneangivende indeks for de japanske aktier, og kan på den baggrund sidestilles med S&P500 fra USA. Jeg har valgt dette indeks til analysen, for at opnå en bred eksponering i landet uden at skulle vælge enkelte aktier ud, og dermed løbe risiko for at jeg kunne have haft en bedre 1000 900 800 700 600 500 400 300 200 100 0 Nikkei225 opgjort i DKK Nikkei225 Dato figur 13: Prisudvikling i Nikkei225 opgjort i DKK, egen ill., datakilde: Yahoo Finance og Danmarks Statistik 30 Kilde: http://webfarm.bloomberg.com/quote/nky:ind Side 25 af 84
november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK Hovedopgave HD(F), maj 2012 diversifikation ved at vælge andre. Herudover finder jeg det formålstjenstligt at jeg bruger samme fremgangsmetode, som ved diversifikationen med amerikanske aktier. Som dansk investor har man ved investering i Japan ligeledes valutarisiko, da JPY er flydende overfor EUR, og dermed også overfor DKK. Det betyder som tidligere beskrevet, at aktiekurserne også her skal omregnes til DKK før vi foretager regression, og bestemmer nøgletal for aktierne. Før jeg gør det, vil jeg lige kaste et blik på kursudviklingen i perioden i Nikkei225 omregnet til DKK med den til enhver tid gældende valutakurs - dette er skitseret i figur 13. Når denne sammenlignes med det danske indeks i figur 14 ses igen, at vi efter valutaomregning ikke har perfekt korrelerede kurver, hvorfor det må forventes at have en gavnlig effekt på Sharpe Ratio, når Japan også inkluderes i indekset. 10.1 Inddragelse af japanske aktier i den lille portefølje Jeg kan nu konstruere den lille portefølje og optimere den i forhold til Sharpe Ratio. Som det ses af figur 15, er variansen på den usystematiske del af Nikkei225 ca. dobbelt så høj som på S&P500 31. Forventet afkast ligger på årsbasis på 4,5 %, så denne er lavere end for det amerikanske indeks. 600 500 400 300 200 100 0 OMXCB PI Dato figur 14: prisudvikling i OMXCB PI, egen ill., datakilde: Nasdaq OMX Nordic OMXCB PI I porteføljen indgår Nikkei225 med ca. 16 %. S&P er reduceret med ca. 7 % point i vægtningen, så de sidste 9 % fordeler sig på de danske aktier. Det bemærkes, at selvom der er tale om at et indeks inddrages, bliver vægtningen på denne post ikke markant højere end på den danske enkeltaktie, Danske Bank. figur 15: Lille pf. incl. S&P og Nikkei i DKK, egen ill. 31 Dette har dog ikke noget at gøre med, at indekset er ca. halvt så stort! Side 26 af 84
Forventet porteføljeafkast fratrukket risikofri rente reduceres endnu engang fra ca. 5,93 % til ca. 5,55 % årligt, svarende til en ændring på -6,5 %. Porteføljeafkastet er nu reduceret med i alt 24,3 % ift. benchmarkporteføljen. Dette er en betragtelig nedgang i afkast, som jo helst skulle opvejes af nedgangen i standardafvigelse. Porteføljens standardafvigelse bliver ved indførelse af det japanske indeks endnu engang sænket. Denne gang fra ca. 18,79 til ca. 17,37 % årligt, svarende til en ændring på ca. -7,6 %. Denne er også blevet barberet betragteligt, siden porteføljen kun indeholdte danske aktier. Der er således skåret knap 29 % af denne siden udgangspunktet. Porteføljens Sharpe Ratio er igen forbedret. Jeg noterer en stigning fra 0,3156 til 0,3192 svarende til 1,14 %. Samlet stigning siden udgangspunktet er 6,35 %. Det ses således, at forbedringstakten efterhånden har mistet pusten, og med den trend er det tvivlsomt, hvor stor en yderligere diversifikationsgevinst der fremover kan hentes på denne portefølje. 10.2 Inddragelse af japanske aktier i den store portefølje Endelig kan den store portefølje konstrueres med Nikkei225 inkluderet. I den Sharpe Ratio optimale portefølje indgår Nikkei225 med ca. 4,3 %, mens S&P500 er reduceret fra ca. 10,7 til ca. 10,3 %. Den øvrige del af vægtningen er der ikke sket det store ved, idet Mærsk aktierne fortsat tegner sig for 11 % af porteføljen, og Topsil Semiconductor Materials igen har den mindste andel - denne gang på 0,206 % 32. Det forventede porteføljeafkast fratrukket risikofri rente er, som ved den lille portefølje, igen reduceret. Denne gang fra ca. 7,11 % til ca. 6,96 %, eller en ændring på -2,17 %. Porteføljens standardafvigelse er ændret fra ca. 20,44 % til 19,98 %, svarende til -2,23 %. Således forbedres Sharpe Ratio igen kun en anelse - denne gang med ubetydelige 0,06 %. figur 16: Stor pf. inkl. S&P og Nikkei i DKK, egen ill. I alt gennem processen, er forventet afkast faldet med 5,94 %. Standardafvigelsen er faldet lidt 32 Se Bilag 5: Vægtning i stor pf incl. S&P500 + Nikkei225 opgjort i DKK - månedsdata Side 27 af 84
mere, nemlig med 6,94 %, hvilket har resulteret i en samlet forbedring af Sharpe Ratio med 0,238%. Således viser analysen, at den internationale diversifikation for investoren som holder den veldiversificerede portefølje, ikke rigtig har været umagen værd. Dette kan dog både skyldes valutaaspektet og selve aktierne. Det er meget tænkeligt at afkast/risiko forholdet ville kunne forbedres, hvis rammerne for investering blev ændret således at investoren også kunne vælge andre aktivtyper - eksempelvis obligationer, ejendomme eller guld - dette vil jeg dog ikke komme yderligere ind på. Forskellen i Sharpe Ratio mellem porteføljerne har udviklet sig fra 0,47 til 0,32 og er nu på 0,29. Dvs. at det første spring var på 32 % mens det sidste kun er 10 %. Også her ses, at forbedringstrenden naturligt nok er på nedadgående, idet at den lille portefølje nu er ved at være så veldiversificeret, at nye tilføjelser betyder relativt mindre end tidligere. 10.3 Delkonklusion Ved placering af sine investeringer i 3 forskellige regioner, bør man kunne udnytte de forskelligheder der findes i disse regioner. Vi så, at det også gjaldt for det japanske indeks, at kursudviklingen efter omregning af valuta, ikke nøjagtigt følger det danske OMXCB PI indeks, som jeg bruger som markedsportefølje. Dermed var der basis for en diversifikationsgevinst ved at inddrage Japan i porteføljen. Ved inddragelse af Nikkei225 i den lille portefølje, som i forvejen indeholdte både danske og amerikanske aktier, så vi en forbedringstrend på Sharpe Ratio der er ved at miste pusten. Denne blev ved den yderligere udbygning af porteføljen, kun forbedret med 1,14 %. Samlet forbedring siden der kun var danske papirer i porteføljen, er 6,35 %. Forbedringen er drevet af, at ændringen i standardafvigelse på porteføljen på -7,5 %, har kunnet opveje ændringen i forventet porteføljeafkast fratrukket risikofri rente på -6,5 %. Den store portefølje var efter udbygningen med amerikanske papirer, nærmest fuldt diversificeret indenfor investeringsrammerne, så den yderligere diversifikation betød kun en minimal forbedring af Sharpe Ratio på 0,06 %. Ændringen skyldtes, at standardafvigelsen ændredes -2,23 %, og forventet afkast fratrukket risikofri rente ændredes med -2,17 %. Den samlede forbedring af nøgletallet er 0,238 %, hvilket nok må betyde, at udvidelsen af porteføljen til at omfatte udenlandske aktier har været spild af kræfter, når investor i forvejen holder en relativt veldiversificeret portefølje. Side 28 af 84
1997M01 1997M12 1998M11 1999M10 2000M09 2001M08 2002M07 2003M06 2004M05 2005M04 2006M03 2007M02 2008M01 2008M12 2009M11 2010M10 2011M09 Mio. DKK Hovedopgave HD(F), maj 2012 Forskellen i Sharpe Ratio mellem porteføljerne er som følge af inddragelsen af indeksene, som ventet dramatisk formindsket. Dette er trukket af den lille porteføljes bedre afkast/risikoforhold. Ændringstrenden er gået fra 32 % i første spring til kun 10 % i andet, så en eventuel yderligere udvidelse af porteføljerne forventes ikke at ville betyde noget revolutionerende. 11.0 Valutarisiko Jeg har i de forrige afsnit vist, hvordan diversifikation med udenlandske aktier kan foretages, og vi har set et konkret eksempel på konstruktion af sådanne porteføljer, samt resultatet i form af ændret forventet afkast, standardafvigelse og Sharpe Ratio. Jeg beskrev i afsnittene, at afkastet for en dansk investor målt i danske kroner er givet ved, hvor betegner afkastet fra aktierne målt i USD, betegner afkastet som følge af svingninger i valutakursen. I dette afsnit vil jeg beskrive de forskellige niveauer af valutarisiko, som der kan ses på - det vil sige hvad jeg betegner som direkte og indirekte valutarisiko. Jeg vil herudover tage et skridt videre fra de tidligere beregninger, og se på det forventede afkast og standardafvigelsen af en sådan udenlandsk investering, samt dekomponere i en aktieafkastdel og en valutaafkastdel. Herefter vil jeg foretage beregningerne på ny, og vise hvad det betyder for Sharpe Ratio, hvis valutarisikoen er afdækket. 11.1 Forskellige niveauer af valutarisiko Som investor med udenlandske værdipapirer, for hvilke valutakursen er flydende i forhold til hjemlandets, løbes der en valutarisiko som jeg formoder, er af en betydelig karakter - det kommer jeg tilbage til. Men kan vi som danske investorer ikke risikere at påtage os valutarisiko ved investering i danske aktier, noteret i danske kroner og handlet på Københavns Fondsbørs? 60000 50000 40000 30000 20000 10000 0 Danmarks samhandel med udlandet, sæsonkorr. Måned og år Import Eksport figur 17: Danmarks samhandel med udlandet, sæsonkorr., egen ill., datakilde: Danmarks Statistik - statistikbanken Side 29 af 84
Danske selskaber handler i dag i større udstrækning med udlandet, end det var tilfældet tidligere - udviklingen har jeg vist i figur 17 33. Når der sælges en vare til udlandet og denne afregnes i fremmed valuta, løbes der en risiko fra ordretidspunktet til betalingstidspunktet, idet beløbet der skal afregnes i fremmed valuta er fast fra ordretidspunktet, mens valutakursen er flydende i perioden frem til betaling. Tilsvarende gør det sig gældende ved selskabets køb af varer eller halvfabrikata i udlandet, da ordretidspunktets valutakurs ikke nødvendigvis svarer til betalingstidspunktets. Dette giver en risiko for selskabet, og dermed også for aktionærerne som ejere af selskabet, og når samhandelen er stigende, betyder det en tiltagende mængde risiko. Problemet er naturligvis ikke lige stort for alle selskaber, idet virksomheder som primært har danske leverandører og kunder, som hovedregel afregner mellemværender i danske kroner. Da omkostninger som løn, husleje mv. samtidig er i danske kroner, er her heller ingen valutarisiko at tage højde for. Det gør sig også i hovedtræk gældende for virksomheder der primært handler med eurolande, idet den danske krone er fastlåst i forhold til euro, således at den ifølge ERM2 34 ikke kan svinge mere end maksimalt 2,25 %. I praksis har nationalbanken de seneste år stabiliseret kronekursen tættere på centralkursen, hvilket har betydet, at der reelt ikke er nogen valutarisiko at tage højde for ved samhandel med eurolande. Selve driften i selskaberne kan altså generere valutarisiko, og omfanget er ikke til at aflæse direkte af aktiekurserne. Den driftsmæssige risiko kan selskabet selv afdække ved brug af afledte instrumenter som eksempelvis forwards eller optioner, og det må da også formodes at de større selskaber praktiserer dette i stor udstrækning. Et konkret eksempel på et selskab der er nødt til at forholde sig til løbende valutarisiko, er A.P. Møller - Mærsk. To af deres primære forretningsområder er shipping og olieudvinding, og da begge dele som standard afregnes i USD, bliver en stor del af selskabets indtægter således afhængig af den flydende USD kurs. Samtidig er det ikke alle selskabets udgifter til disse områder der afregnes i USD - de afregnes i en bred vifte af valutaer 35, og selskabet har dermed en markant valutarisiko. Virksomheden beskriver i sin årsrapport, at de har en række hedge programmer, som skal beskytte 33 Kilde: Danmarks Statistik - statistikbanken. 34 ERM2 (= Exchange Rate Mechanism) er en fastkursaftale mellem Danmark og eurolandende som gør, at kronekursen ikke må svinge mere end det angivne. Da centralkursen er fastsat til 746,038 kroner pr. 100 euro, betyder det i praksis, at kronen højst kan bevæge sig mellem 762,824 kroner og 729,252 kroner pr. 100 euro. Kilde: http://www.nationalbanken.dk/dndk/ppolitik.nsf/side/valutasamarbejde ERM2!OpenDocument 35 Kilde: "A.P. Møller-Mærsk A/S, Group Annual Report", s. 49 første afsnit. Side 30 af 84
mod uventede tab på valutakursudsving. Udover Mærsk, er der en række af de andre selskaber, som ligeledes løber valutarisiko - en for mig ukendt del af disse selskabers risiko afdækkes. Investeringer i danske selskaber er derfor ikke nødvendigvis fri for valutarisiko, og det er yderst svært for investor at få et overblik over, hvor stor valutaeksponeringen er. Det skyldes at der for det første er forskellig omfang af udlandshandel fra virksomhed til virksomhed, og fra tidspunkt til tidspunkt, og for det andet, at denne valutarisiko kan være hedget helt eller delvist. Denne form for valutarisiko, som er et resultat af selskabets almindelige drift, og altså ikke af børsen hvorpå aktien er noteret, kalder jeg indirekte valutarisiko, da den for investor må betegnes som indirekte. I den øvrige del af opgaven, vil jeg se bort fra denne risiko, idet jeg ikke har mulighed for at gennemskue omfanget af selve eksponeringen, og omfanget af afdækningen af samme. Herudover søger ethvert selskab jo at maksimere sit overskud, hvorfor jeg sagtens mener at det kan antages, at al væsentlig indirekte valutarisiko allerede er hedget af selskabet. Modstykket til indirekte valutarisiko er hvad jeg kalder for direkte valutarisiko. Denne er styret af hvilken valuta selve aktien er noteret i. Den direkte risiko vedkommer ikke selskabet, da det ikke påvirker dem hvor investor kommer fra, og hvilken valuta denne betragter som hjemlig. Direkte valutarisiko opstår når der sker svingninger i aktiens valuta, og værdien af investeringen dermed ændres i investors valuta. Jeg mener umiddelbart godt at denne kan være betragtelig, specielt over korte horisonter. I mit datasæt findes der for JPY en måned hvor valutakursen er faldet 6,95 %, og for USD findes der en måned med et fald på 9,07 %. Dette er ganske store udsving, som vil være katastrofale for de fleste kortsigtede investeringer. Af samme årsag er det interessant at undersøge om en hedge kan være en god ting. Omvendt skal det da også pointeres, at udenlandske valutakurser også kan have perioder, hvor man ville ønske at man havde investeret netop der, uden at hedge. Således viser mit datasæt en måned hvor JPY steg med 18 %, og USD bedste måned gav en stigning på 9,5 %. Hvis man på forhånd ved, at den aktuelle investeringsperiode vil have en sådan trend, er der ingen grund til bekymring om hedging. Jeg tvivler dog på, at nogen med sikkerhed kan forudsige det, hvorfor valutakursen bør have en vis fokus - specielt ved kortsigtede positioner. Side 31 af 84
11.2 Dekomponering af afkast og risiko Jeg har tidligere beskrevet, at en udenlandsk akties afkast målt i danske kroner, kan gøres op på følgende måde, hvor betegner afkastet fra aktierne målt i USD, betegner afkastet fra udsving i valutakursen 36. Hvis vi eksempelvis har en stigning på selve aktien over investeringsperioden på + 16 % og et udsving i valutakursen over perioden på - 21 %, vil regnestykket se således ud: Således ses, at et ellers pænt afkast på selve aktien, kan forvandles til et tab som følge af udsving i valutakursen. Som det også ses af regnestykket bliver det sidste led meget lille, relativt til de første to led. Af denne grund, kan et tilnærmet forventet afkast på en udenlandsk aktie beskrives som 37 : Standardafvigelsen kan herefter bestemmes som 38 Det fremgår af flere af mine kilder 39, at der er en meget lav korrelation mellem aktieafkast og valutakurser, hvorfor kovariansleddet i praksis er meget tæt på nul, og derfor kan udgå. Hvis vi herefter for eksempel antager, at standardafvigelsen på den amerikanske akties afkast i USD er 0,2, og standardafvigelsen på valutakursudsving er 0,13, har vi: Som det ses, er standardafvigelsen på den amerikanske aktie, opgjort i DKK langt mindre end standardafvigelsen på aktien + på standardafvigelsen på valutadelen. Dette fremkommer som følge af den meget lave korrelation mellem aktiekurser og valutakurser, samt det faktum at når man kvadrerer de to standardafvigelser, summerer efterfølgende, og til sidst tager kvadratroden, er resultatet mindre end blot ved at lægge dem sammen. 36 Kilde: "Modern Portfolio Theory and Investment Analysis", s. 211. 37 Kilde: "Modern Portfolio Theory and Investment Analysis", s. 211. 38 Kilde: "Modern Portfolio Theory and Investment Analysis ", s. 211. 39 Kilde: "Modern Portfolio Theory and Investment Analysis ", s. 211, og "Betting on Currency", kommentar fra William H. Browne Side 32 af 84
Det følgende beregner jeg ved brug af Excel, hvorfor jeg ikke ser nogen grund til at udelade kovariansleddet. Dette gælder såvel for beregning af standardafvigelse, som for beregning af forventet afkast på de udenlandske positioner. For indeks beregnes standardafvigelse på tilsvarende måde. Det vil sige, at vi også kan foretage beregningen for hele markedsindeks, og bruge denne som approksimation for et lands markedsudvikling. Således kan jeg med mine udenlandske aktiekursdata og valutakursdata, beregne samlet standardafvigelse målt i danske kroner, på hvert af de udenlandske markeder. Som det ses af figur 18 er den månedlige standardafvigelse på Nikkei225 uden valutaomregning 5,9 %, mens standardafvigelsen på valutarækkens afkast bliver ca. 3,7 % pr. måned. Således kan vi opstille regnestykket med rigtige værdier, og finde standardafvigelsen for det Japanske indeks, opgjort i DKK: svarende til en årlig standardafvigelse på 18,2722 %. Som det ses, er standardafvigelsen inkl. valutadelen mindre end standardafvigelsen på aktieafkastene alene. Dette skyldes at aktiekurserne og valutakurserne i perioden var negativt korrelerede - hvorfor vi også får en negativ kovarians. Da den totale risiko er lavere end den indenlandske risiko, må valutadelen i alt bidrage med figur 18: Std.afv. på Nikkei225 og JPY, egen ill. til standardafvigelsen på månedsbasis, svarende til -2,182 %-point på årsbasis. Således falder denne med 10,7 % i forhold til udgangspunktet, hvor der ikke er medregnet valutakursudsving. Det forventede afkast på positionen, kan ligeledes beregnes ud fra den tidligere viste formel. Til brug for dette finder jeg det mest hensigtsmæssigt, at benytte den samme fremgangsmåde til bestemmelse af aktieindeksets forventede afkast, som jeg har gjort det tidligere i opgaven. Dette indebærer at jeg foretager lineær regression af det centrerede afkast for aktieindekset, mod det centrerede afkast for markedsporteføljen, som jeg jo tidligere har antaget er OMXCB PI. Ved Side 33 af 84
bestemmelse af centreret afkast, har jeg anvendt den danske risikofrie rente, da det ikke er specielt sandsynligt at en dansk investor vil vælge at placere kontanter i udlandet, som alternativ til aktier i udlandet - vi husker, at det vi faktisk beregner er en præmie for at påtage sig risiko ved aktieinvestering, frem for blot at placere pengene til den risikofri rente. Ved lineær regression bestemmes beta til værende 0,6499, og med risikofri rente på 0,000815385 pr. måned og risikopræmie på markedsporteføljen på 0,005879801 40 kan jeg opstille følgende ligning for bestemmelse af forventet afkast på aktien alene: svarende til ca. 5,56 % pr. år. Hvis jeg i stedet foretager den lineære regression med valutakursen indregnet, har jeg altså samme beregning som tidligere fortaget. Her fandt jeg en beta 0,49777, hvilket indikerer at serien af centreret afkastdata ikke i samme omfang følger serien for markedsporteføljen, som det gjorde sig gældende da vi ikke havde omregnet kurser til DKK. Dette giver god mening, da afkastene nu også er bestemt af en faktor, som har meget lille afhængighed af markedsporteføljen jf. tidligere fodnote nr. 39. svarende til ca. 4,49 % årligt. Endeligt kan jeg nu bestemme valutarækkes forventede afkast til værende det vil sige, at valutakursudsvingene bidrager med -1,07 %-point årligt til de japanske aktiers forventede afkast. Således falder det forventede afkast med 19,3 % i forhold til udgangspunktet før valutaomregningen blev medtaget. Jeg mener dette er den mest valide måde at foretage dekomponering af forventet afkast, da jeg dermed binder det hele op på samme variabel, frem for blot at tage et simpelt gennemsnit af alle månedernes afkast. 40 Se afsnit 8.4 Konstruktion af større portefølje, startende på side18 Side 34 af 84
Jeg vil nu rette blikket mod det amerikanske indeks, og dekomponere risiko og forventet afkast på tilsvarene måde. Som det ses af figur 19 er standardafvigelsen på afkastene af selve indekset målt i lokal valuta, 5,24 % pr. måned, svarende til 18,15 % pr. år. Risikoen er således en anelse lavere, end hvad der gælder for de japanske aktier. Valutakursudsvingene er heller ikke helt så store, så standardafvigelsen af disse lander på 3,18 % pr. måned, eller 11,02 % årligt. Endelig kan kovariansen mellem aktieafkast og valuta beregnes til -0,0007906, svarende til en figur 19: Standardafvigelse S&P500, egen ill. korrelation på -0,478, der således også i dette tilfælde er meget lav. Jeg kan nu beregne den samlede standardafvigelse for S&P500, målt i danske kroner: svarende til 16,16 % pr. år. Det bemærkes igen, at standardafvigelsen er lavere end for markedsafkastene alene, hvilket igen skyldes den negative korrelation mellem dataserierne. Igen kan jeg bestemme valutakursudsvingenes bidrag til den samlede standardafvigelse:, svarende til -1,988 %-point årligt. Dette svarer til en ændring i forhold til udgangspunktet på -10,96 %. Til brug for beregning af det forventede afkast på S&P500 omregnet til DKK, har jeg igen beregnet beta på de centrerede afkast. Beta på datarækken uden omregning til DKK er 0,675254, mens det for rækken med omregning er 0,600142. Det fremgår således, at S&P500 ligeledes følger OMXCB bedre, når der ikke omregnes til kroner - eller sagt anderledes, så giver valutarækken en lavere korrelation, og dermed basis for bedre diversifikation. Jeg kan nu fortsætte mod et dekomponeret forventet afkast, ved først at beregne det ud fra, at der ikke sker omregning: mens at samme beregning, efter omregning til DKK giver Side 35 af 84
og slutteligt kan jeg bestemme forventet afkast på valutadelen svarende til -0,53 %-point pr. år. Dette svarer til en ændring i forventet afkast på -9,23 % i forhold til udgangspunktet, hvor valutakursudsvingene ikke blev medregnet. Af det foregående fremgår det altså at valutaudsvingene gør, at markederne svinger mere uafhængigt af hinanden, når det gøres op i investors egen valuta 41. Ud fra min analyse fremgår det, at valutarisikoen bidrager forskelligt til diversifikationen for de to udenlandske indeks, idet det ikke er entydigt, hvilket nøgletal der falder relativt mest. Der er da også forskellige holdninger til brugen af valutarisiko til diversifikation - eksempelvis er der praktikere, der lever efter forventningen om en bedre diversifikation, ved at have uhedgede valutaeksponeringer 42. Disse kunne således aldrig finde på at beskæftige sig med, hvad jeg beskriver i det følgende afsnit. 11.3 Hedging af direkte valutarisiko I det følgende vil jeg vise hvorledes en generel hedging af valutarisiciene, påvirker vores to porteføljer indeholdende danske, amerikanske og japanske aktier. Vi så tidligere, at den Sharpe Ratio optimale vægtning i den lille portefølje gav en Sharpe Ratio på 0,31916, ved brug af tal der er skaleret op til årlig basis, og uden afdækning af valutarisikoen. Ved konstruktion af den lille portefølje inkl. valutaafdækning, er det denne værdi jeg vil bruge som benchmark. Som beskrevet har jeg foretaget regressionen uden figur 20: Lille pf. incl. valutaafdækning, opr. vægte, egen ill. 41 Dette er skitseret grafisk i Bilag 6: grafisk fremstilling af indekspriser incl. og excl. valutaomregning. 42 Kilde: "International investing raises questions for most investors ", kommentar fra Mark Riepe. Se i øvrigt mit litteraturstudium senere i opgaven. Side 36 af 84
først at omregne de udenlandske afkast til danske kroner. Dermed bliver forventet afkast og risiko på de udenlandske dele af porteføljen ændret. Dette kommer både til udtryk gennem ændret beta, men også den usystematiske risiko på papirerne ændres. For rigtig at kunne vise effekten af at hedge valutarisikoen væk, har jeg valgt i første omgang at holde vægtene i porteføljen uændrede - og altså ikke justere i disse som følge af ændrede forventede afkast og risici på de udenlandske elementer. Jeg vil senere i afsnittet vise hvad hedging betyder, hvis investor igen konstruerer porteføljen således, at Sharpe Ratio er størst mulig. Ved sammenligning af figur 20 herover med figur 15 på side 26 ses det, at de tre første kolonner er ændret for så vidt angår S&P500 og Nikkei225. Dermed bliver det forventede porteføljeafkast samt risikoen naturligvis også ændret - resulterende i en ændret Sharpe Ratio. Tidligere så vi en Sharpe Ratio på 0,3191606. Denne er nu ændret til 0,3208549, det vil sige en ændring på 0,00169 eller 0,53 %. Denne forbedring må siges at være i småtingsafdelingen. Hvis vi i stedet ser på den store portefølje, og sammenligner figur 21 med figur 16 på side 27, ser vi at forventet afkast på årsbasis er steget en anelse fra 0,0793644 til 0,0803695, en standardafvigelse som ligeledes er steget en smule fra 0,1998269 til 0,2026524, resulterende i en stigning i Sharpe Ratio på 0,0001048, svarende til 0,030 %. Det må heraf konkluderes, at hedging af valutarisikoen på den mindre diversificerede portefølje er mere nyttig end hedging på den veldiversificerede portefølje. Til gengæld er effekten på begge porteføljer så lille, at det på det generelle plan nok ikke er interessant for specielt mange investorer. Vi skal dog huske, at jeg i beregningerne holdt den samme vægtning i disse porteføljer, som den der var Sharpe Ratio optimeret når der ikke var afdækning af valutarisikoen. Da der er mulighed for rebalancering efter hedging, således at Sharpe Ratio igen maksimeres, vil jeg her undersøge, om dette gør fortjenesten ved afdækning mærkbart større. Som tidligere starter jeg med den lille portefølje. figur 21: Stor pf. incl. valutaafdækning, opr. vægte, egen ill. Side 37 af 84
Som det ses er der sket en justering i vægtene - primært imellem de udenlandske papirer. S&P500 er reduceret med ca. 4 %-point, mens Nikkei225 er justeret op med 3,8 %-point. Herudover er der sket små justeringer på vægtene af de danske papirer. Forventet porteføljeafkast fratrukket den risikofri rente på 0,0097846, er fra udgangspunktet uden valutaafdækning til nu, forbedret med 0,368 %-point svarende til 6,6 %. Porteføljens standardafvigelse er til gengæld forværret med 1,04 %-point, svarende til 5,98 %. Dette ender ud med en forbedring af Sharpe Ratio fra 0,31916 til 0,32114, svarende til ubetydelige 0,62 %. Hvad angår den store portefølje er vægtene i de udenlandske indeks ændret en smule, når Sharpe Ratio maksimeres. Således reduceres vægten i S&P500 med 1,06 %-point, mens vægten i Nikkei225 forøges med 1,01 %-point 43. Der er således ikke sket det store på denne front, hvorfor jeg ikke forventer en særligt stor påvirkning af Sharpe Ratio. Forventet porteføljeafkast fratrukket risikofri rente, er ændret fra ca. 6,96 % uden valutaafdækning til ca. 7,06 % med afdækning. Det vil sige en stigning på 0,1 %-point eller en procentvis stigning på 1,4. Samtidig er standardafvigelsen steget fra 19,98 % til 20,26 %, også svarende til ca. 1,4 %. figur 22: lille pf. incl. valutaafdækning, nye vægte, egen ill. Det resulterer også i, at der noteres en forbedring af Sharpe Ratio på bare 0,0001236, svarende til 0,036 % i forhold til scenariet uden valutarisikoafdækning. Når virkningen først kan ses på 4. decimal, er der grund til at antage, at det slet ikke svare sig for investor at hedge valutarisiko på generelt plan. figur 23: Stor pf., incl. valutaafdækning, nye vægte, egen ill. 43 Se Bilag 7: vægtning i stor pf. incl. udl. indeks og valutaafdækning - månedsdata Side 38 af 84
Dette går også fint i tråd med mange af de holdninger til valutaafdækning, der indgår i mit litteraturstudium sidst i opgaven. Ud fra dette, og ud fra hvordan de danske indeksbaserede investeringsforeninger håndterer problemet 44 må konklusionen være, at der er bred enighed om, at valutarisikoen bidrager fint til diversifikationen, og der ikke er grund til at bruge ressourcer på at afdække den på det generelle plan. Hvis investor derimod har en kort horisont, og en forventning til ugunstig udvikling i den fremmede valuta, kan denne altså således ud fra min analyse, bibeholde det samme forventede afkast/risiko forhold og samtidig spare bekymringerne omkring valutakursudviklingen. 11.4 Delkonklusion Jeg har i dette afsnit beskrevet forskellen på, hvad jeg kalder direkte og indirekte valutarisiko for investor. Jeg kom frem til, at når en dansk investor køber danske aktier noteret i danske kroner, kan denne komme til at løbe en valutarisiko som følge af virksomhedens drift - denne valutarisiko kalder jeg indirekte, og den er enormt svær for investor at fastlægge. Til gengæld mener jeg godt, at man som investor kan antage, at al væsentlig driftsmæssig valutarisiko er afdækket af selskabet selv, for at stabilisere indtjeningen. Modstykket til indirekte valutarisiko er den direkte valutarisiko. Denne fremkommer som følge af, at investor køber en aktie, som er noteret i en fremmed valuta, således at værdien af denne kan svinge på grund af valutakursudsving, mens at selve aktiens pris er uændret. Jeg undersøgte, hvordan forventet afkast og standardafvigelse kan dekomponeres i en aktiedel og en valutadel, og jeg kom frem til, at de flydende valutakurser har følgende betydninger for de to udenlandske indeks: Valutakursernes betydning Ændring af standardafvigelse Ændring af forventet afkast Nikkei225, absolut ændring -2,182 %-point - 1,07 %-point S&P500, absolut ændring -1,988 %-point - 0,53 %-point Nikkei225, relativ ændring -10,7 % -19,3 % S&P500, relativ ændring -11,0 % -9,23 % tabel 2: Valutakursers betydning for std.afv. og forv. afkast, egen ill. Som det ses af tabel 2, er der ud fra analysen ikke et entydigt svar på, om de svingende valutakurser bidrager positivt eller negativt til diversifikationen i porteføljen. Nikkei225 har en relativt større 44 Jf. min egen undersøgelse som indgik i afsnit 9.0 Diversifikation med amerikanske aktier Side 39 af 84
ændring i forventet afkast end i standardafvigelse, hvilket betyder en nedgang i Sharpe Ratio, mens S&P500 har en relativt større nedgang i standardafvigelse end i forventet afkast, hvilket bidrager positivt til Sharpe Ratio. Dog må det siges, at hvis de to indeks vægter lige i porteføljen, må vi forvente et dårligere forventet afkast/risiko forhold, end hvis der ikke var valutarisiko på indeksene, idet virkningen fra Nikkei225 er mere markant. Jeg viste hvordan de samlede porteføljer ændrede sig, hvis valutarisikoen blev afdækket. Dette beregnede jeg ved at fjerne valutarækken, således at det var de rå afkast på de udenlandske indeks der fremkom - nøjagtig på niveau med de danske papirer. Jeg kunne på baggrund af analysen notere følgende ændringer i Sharpe Ratio, som følge af valutaafdækningen: Vægtning og portefølje Ændring i Sharpe Ratio, absolut Ændring i Sharpe Ratio, relativt Uændret vægtning, lille portefølje + 0,00169 + 0,53 % Optimeret vægtning, lille portefølje + 0,00198 + 0,62 % Uændret vægtning, stor portefølje + 0,0001048 +0,030 % Optimeret vægtning, stor portefølje + 0,0001236 + 0,036 % tabel 3: Ændringer i Sharpe Ratio ved valutaafdækning, egen ill. Således ses det, at hedging af valutarisiko nærmest ikke giver nogen diversifikationsgevinst, målt ved ændring i Sharpe Ratio. Det er dog igen den lille og mindre diversificerede portefølje, der noterer de største ændringer. Resultaterne er desuden konsistente med, hvad jeg lige har konkluderet omkring de enkelte indeks' ændring i standardafvigelse og forventet afkast, som direkte følge af valutarisiko. 12.0 Øvrige risici ved international investering Jeg har i det foregående haft fokus på valutarisiko. Jeg har diskuteret, hvad de forskellige niveauer har af betydning for selskaberne og for investor, hvordan standardafvigelse og forventet afkast ændres som følge af valutakursudsving, og endelig har jeg vist hvordan Sharpe Ratio kan forventes ændret ved afdækning af risikoen. I dette afsnit vil jeg undersøge en række øvrige forhold, der har betydning ved investering i udlandet. Jeg vil ikke foretage nogle beregninger på denne baggrund, da dette vil indebære subjektive vurderinger, som jeg grundet omfanget har afgrænset mig fra. Side 40 af 84
Der findes forskellige måder at opgøre øvrige risici ved international investering. Political Risk Services (PRS Group) er et firma der har specialiseret sig i, at udarbejde analyser der kvantificerer en række forskellige forhold, som alle har med landespecifik risiko at gøre. PRS inddeler forholdene i 3 overordnede grupper: Politiske risikovariable, finansielle risikovariable og økonomiske risikovariable 45. Politiske variable vægtes dobbelt så tungt som de øvrige, når den samlede rating finder sted. Min litteratur oplyser, at der findes andre konkurrerende firmaer som udfører lignende analyser, men jeg har valgt at beskrive faktorerne ud fra PRS' opgørelsesmetode, idet denne bliver nævnt i flere af mine lærebøger 46. 12.1 Politisk risiko Med politisk risiko menes overordnet set, risikoen for at en regering ændrer spillets regler eller bryder et løfte, efter investeringen er foretaget. Politisk risiko findes naturligvis også herhjemme, men der er nogle steder i verden, hvor udenlandske selskaber er mere udsatte 47. Iflg. PRS' opgørelsesmetode bliver hvert lands politiske risiko vurderet i forhold til 12 forskellige variable. Disse er følgende: Regeringens stabilitet Samfundsøkonomiske forhold Investeringsprofil Interne konflikter Eksterne konflikter Korruption Militær i politik Religiøse spændinger Offentlig orden Etniske spændinger Demokratisk ansvarlighed Bureaukratisk kvalitet Hvert forhold bliver vurderet, og vurderingerne bliver til sidst lagt sammen. Nogle forhold, såsom samfundsøkonomiske forhold, regeringens stabilitet og investeringsprofil vægtes højere end eksempelvis bureaukratisk kvalitet. Dette kommer til udtryk, i det antal point kategorien kan give. Samlet set giver alle 12 kategorier maksimalt 100 point, og en god vurdering af kategorien udløser et højt antal point. Det bedste er således at have 100 point 48. I juli 2008 blev den politiske risiko for Japan scoret til 77,5, mens den amerikanske blev scoret til 81,0. Nøgletallene korruption og etniske spændinger blev scoret højere i Japan end i USA. På alle 45 Kilde: "Investments", s. 871-875 46 Bøgerne er "Investments", s. 871-875 og "Principles of Corporate Finance", s. 774-776 47 Kilde: "Principles of Corporate Finance", s. 774. 48 Kilde: "Investments", s. 874. Side 41 af 84
andre kategorier blev USA vurderet bedst, eller landene blev vurderet lige 49. På denne baggrund er der ingen hårdtslående argumenter, for at foretrække et af disse lande frem for et andet. 12.2 Finansiel risiko Et lands finansielle risiko, knytter sig til dets mulighed for at betale hvad der skal betales. Herunder offentlig, kommerciel og samhandelens gældsforpligtelser 50. Den finansielle risiko bliver målt ud fra følgende 5 variable: Udlandsgæld i % af BNP Udenlandsk gældsservicering i % af eksport Betalingsbalancens løbende poster Netto likviditet i måneder med import Valutakursstabilitet Som det ses indgår faktorer som udlandsgæld, hvilket f.eks. er relevant for investering i statsobligationer, men også en faktor som valutakursstabilitet er indregnet. Hvis valutakursen eksempelvis fluktuerer indenfor 0-10 % appreciation, eller 0-5 % depreciation indenfor de sidste 12 måneder overfor USD, opnås den bedste score på 10, og hvis kursen deprecieres mere end 200 % opnås et 0 i score. Et sådan nøgletal kan en almindelig investor, efter min mening, godt tillægge højere værdi end det får i PRS' samlede rating, idet dette er noget af det mest centrale i kortlægningen af international investeringsrisiko. Dette er da også årsagen til, at jeg har valgt at fokusere på dette ene forhold igennem det meste af opgaven. 12.3 Økonomisk risiko Den sidste gruppe omhandler landets økonomiske risiko, og skal give et overordnet estimat af styrker og svagheder ved sådanne forhold. I økonomisk risiko indgår følgende variable: BNP pr. indbygger Real årlig BNP vækst Årlig inflationsrate Budget balance i % af BNP Betalingsbalancens løbende poster i % af BNP De samlede økonomiske parametre fortæller os generelt, i hvor god form landets økonomi er. Dette har stor betydning for investorer, da eksempelvis en negativ trend i den generelle økonomi, kan slå 49 Kilde: "Investments", s. 875. 50 Kilde: www.prsgroup.com Side 42 af 84
relativt hårdt igennem på en akties prissætning. Dette gælder også selvom den aktuelle akties produkt, ikke burde blive ramt særligt, idet aktier i samme land jo normalt er tættere korrelerede end aktier fra forskellige lande. Når alle foregående grupper er opgjort, bliver resultaterne samlet i en sammensat bedømmelse. Da et land maksimalt kan opnå 100 point i politisk risiko, og 50 point i hver af de to øvrige, beregnes den sammensatte rating som, hvor PR er politisk risiko, FR er finansiel risiko og ØR er økonomisk risiko, og giver derfor et tal imellem 0 og 100, hvor 100 er bedst. I januar 2011 opnåede Danmark en 9. plads med en samlet rating på 84,8, mens Japan fik en 19. plads med 77 point og USA fik 32. pladsen med 81 point 51. 12.4 Delkonklusion Den sammensatte rating ligger, for de tre analyserede markeder, relativt tæt på hinanden, hvorfor jeg som investor, ved valg imellem netop Japan og USA som udenlandsk supplement, ville vægte enkeltforholdet valutastabilitet højere end den samlede rating gør det. Hermed fokuserer jeg på det som jeg mener, har den største betydning for en aktieinvestor. Den samlede rating kan dog stadig bruges som rettesnor, idet den indeholder mange andre gode oplysninger, som kan have betydning for aktiernes performance. Når jeg overvejer supplement med hele indeks, er det jo netop hele økonomien der skal vurderes, så det er meget tænkeligt, at en sådan analyse er mere rentabel, end en dybdegående analyse over hver enkel aktie. 13.0 Ændringer i markedernes indbyrdes afhængighed Jeg har i det foregående beskæftiget mig med konstruktion af Sharpe Ratio optimale porteføljer, indeholdende udenlandske papirer. Jeg har vist hvordan valutaelementet spiller ind, og endelig har jeg undersøgt, hvilke øvrige risici der er at tage højde for, ved international investering. I det følgende vil jeg stille skarpt på markedernes indbyrdes afhængighed, og undersøge hvordan denne udvikler sig over tid, samt hvilken effekt man kan forvente at se, ved turbulente perioder på aktiemarkederne. 51 Kilde: http://www.prsgroup.com - Se Bilag 8: Composite risk ratings - top 35 Side 43 af 84
13.1 Beskrivelse af korrelation og metode for beregninger For at bestemme markeders indbyrdes afhængighed, er korrelation et godt nøgletal at bruge. Korrelationen beskriver lineariteten i samvariationen, og beregnes ud fra følgende formel:, hvor er korrelationskoefficienten mellem marked A og B, er kovariansen mellem marked A og B, og er standardafvigelsen på marked A henholdsvis B. Korrelationskoefficienten har altid en værdi mellem -1 og 1. Hvis: Korrelationen har afgørende betydning for diversifikationsgevinsten, og således gælder det, at når: Der er teoretikere der påstår, at i perioder med meget store fald i aktiekurserne, stiger korrelationen mellem aktier, og også mellem verdens forskellige markeder 52. Dermed får vi altså en korrelationskoefficient, der kommer tættere på +1, og vi nærmer os dermed den perfekte positive linearitet i samvariationen, resulterende i at der ikke længere er nogen diversifikationsgevinst - og dette er netop når vi har allermest brug for den. Jeg har valgt at undersøge korrelationskoefficienterne mellem markederne, ved først at konstatere hvordan det forholder sig, når korrelationen beregnes på baggrund af aktiekurserne fra alle ti år, det vil sige fra 2002 til 2012. Herefter vil jeg undersøge, hvordan korrelationen udvikler sig igennem perioden, da jeg har kilder der siger, at korrelationen mellem internationale markeder generelt set er stigende 53. Jeg kigger herefter på ændringerne i korrelation, i følgende specifikke perioder: 29/8-2008 til 28/8-2009, det vil sige året efter finanskrisen brød ud 27/7-2011 til 30/3-2012, hvor den europæiske gældskrise har forårsaget store kursfald, og 11/3-2011 til 12/8-2011, i perioden efter Japan blev ramt af jordskælv og efterfølgende tsunami. 52 Kilde: "Investments", side 886-887. 53 Kilde: "Investments", side 884, tabellen øverst. Side 44 af 84
OMXCB Hovedopgave HD(F), maj 2012 Jeg har valgt, at tage udgangspunkt i ugentlige aktiekursdata til denne del af analysen, da der ved månedlige data vil være for få observationer, til at få et brugbart resultat på de korte af de analyserede perioder. Omvendt vil der ved daglige observationer være en tidsforskel der spiller ind, idet børserne i USA, Danmark og Japan åbner på forskellige tidspunkter, men nyheder straks når frem med nutidens teknologi. Således vil ændringer på det japanske og danske marked, komme med på samme handelsdag i USA, mens ændringer i Europa og USA ikke vil blive afspejlet i de japanske priser før dagen efter. Det betyder i sidste ende, at korrelationen baseret på daglige observationer ikke bliver ligeså tæt, som den burde. Når jeg omvendt baserer korrelationerne på ugebasis, er denne "fejl" udjævnet over 7 dage, så den er ikke ligeså tydelig. 13.2 Generel korrelation mellem markederne Jeg vil i første omgang vise, hvordan korrelationen er mellem markederne over alle ti år. Dette fremgår af tabel 4. Af tabellen ser vi, at korrelationen mellem det danske og det japanske aktiemarked er 0,618, mens den er noget højere mellem det danske og det amerikanske på 0,879. Det vil sige, at et plot af parvise aktiekurser er mere lineært mellem det danske og det amerikanske marked, end det gør sig gældende for forholdet mellem det danske og det japanske marked. Begge plot er præsenteret i figur 24 og figur 26. Korrelationsmatrix - alle år: OMXCB Nikkei225 S&P500 OMXCB 1 Nikkei225 0,618262 1 S&P500 0,879100 0,763641 1 tabel 4: Korrelationsmatrix - alle år, egen ill. figur 24: Plot af parvise obs. S&P500/OMXCB, egen ill., datakilde: Yahoo Finance og Nasdaq OMX Nordic Tendenslinjerne tydeliggør, at der er større gennemsnitlig afstand mellem observationerne på Nikkei225/OMXCB, end der er på S&P500/OMXCB, hvilket grafisk illustrerer, at korrelationen er højere mellem aktiemarkederne i Danmark og USA, end det er tilfældet mellem Danmark og Japan. Hvis det havde været tilfældet, at markederne var perfekt positivt korrelerede, ville alle 600 500 400 300 200 100 observationerne ligge nøjagtigt på linjen. Hvis der i stedet havde været perfekt negativ korrelation, ville alle observationer igen ligge på linjen, men denne ville have en aftagende tendens, hvilket 0 Parvise observationer S&P500 og OMXCB Parvise observationer Lineær (Parvise observationer) 0 500 1000 1500 2000 S&P500 indikerer, at en ændring på det amerikanske marked ville betyde den samme procentvise ændring på Side 45 af 84
S&P500 OMXCB Hovedopgave HD(F), maj 2012 det danske marked, men med modsat fortegn. Jeg vil for god ordens skyld vise det tilsvarende plot for det japanske og amerikanske aktiemarked, for hvilke jeg jo fandt en korrelationskoefficient på 0,764, det vil sige imellem de to jeg lige har præsenteret. Dette plot ses i figur 25. Det ses af plottet, at korrelationen rigtigt nok ligger imellem de to tidligere bestemte. Samtidig kan vi konkludere, at den "pukkel" der er på plottene indeholdende japanske aktier, må skyldes forhold på det japanske marked, idet den ikke ses på plottet indeholdende danske og amerikanske aktier. Det kommer jeg nærmere ind på, når jeg behandler korrelationsændringen som følge af naturkatastrofen i Japan i marts 2011. Parvise observationer Nikkei 225 og OMXCB 600 Parvise observationer 500 Lineær (Parvise 400 observationer) 300 200 100 0 0 5000 10000 15000 20000 Nikkei225 figur 26: Plot af parvise obs. Nikkei225/OMXCB, egen ill., datakilde: Yahoo Finance og Nasdaq OMX Nordic Parvise observationer S&P500 og Nikkei225 2000 Parvise observationer 1500 Lineær (Parvise 1000 observationer) 500 0 0 5000 10000 15000 20000 Nikkei225 figur 25: Plot af parvise obs. Nikkei225/S&P500, egen ill., datakilde: Yahoo Finance 13.3 Ændring i korrelationskoefficienter i løbet af analyseperioden Jeg har nu beskrevet korrelationskoefficienterne for hele den analyserede periode. Jeg finder det ikke så overraskende, at koefficienterne er så høje. Vi skal huske på, at globaliseringen og internettet har gjort det markant lettere at handle aktier på udenlandske børser, og samtidig med, at information vedrørende forhold på den anden side af kloden, i dag er os i hænde ligeså hurtigt som de lokale får den. Mine kilder beskriver ligeledes, at aktiemarkeder generelt bliver tættere og tættere Side 46 af 84
korrelerede 54, hvilket også betyder, at diversifikationsgevinsten ved at investere i udenlandske aktier bliver mindre med tiden. Jeg synes dog det kunne være spændende at se, hvordan korrelationerne ændres over den relativt korte tidsserie jeg opererer med i opgaven, og om der kan siges noget entydigt om udviklingen. I tabel 5 har jeg samlet korrelationerne for vores tre forskellige aktiemarkeder, gjort op i intervaller på to år. Det ses at korrelationerne er meget vekslende fra periode til periode, samt fra marked til marked. Bortset fra den sidste periode opfører korrelationen mellem S&P500 og OMXCB sig faktisk som beskrevet i mine kilder - det vil sige, svagt stigende i takt med stigende brug af IT samt hurtigere informationsflow. Den sidste periode for disse markeder, samt flere af perioderne for de øvrige markedskombinationer opfører sig dog så mærkeligt, at jeg ikke længere tror på den hypotese. Samtidig hermed husker jeg, at internettet var relativt udbygget i 2002, og hvis nogen havde adgang til hurtige nyheder, må det være børserne. Jeg kan på baggrund af denne inddeling derfor ikke påvise, at korrelationen skulle være blevet tættere i analyseperioden, men at den er temmelig svingende. Men når jeg ser på bare to år ad gangen, kan der være ekstraordinære begivenheder der spiller ind netop i disse perioder. Derfor kan denne inddeling give nogle meget svingende resultater, som ikke er bestemt af globalisering eller hurtigere informationsdeling. Derfor har jeg forsøgt at undersøge, om hypotesen om tættere korrelation over disse 10 år, kan påvises ved brug af femårsperioder. Mine resultater fra denne fremgangsmetode er skitseret i tabel 6. Som det ses af tabellen, kan jeg på alle tre markeder notere en lavere korrelation i 2. halvdel af perioden, det vil sige fra 2007- Korrelation i forskellige perioder Nikkei - OMXCB S&P - OMXCB Nikkei - S&P 5/4-2002 - 26/3-2004 0,895759 0,941886 0,809735 2/4-2004 - 31/3-2006 0,868719 0,911268 0,800666 7/4-2006 - 28/3-2008 0,495143 0,963888 0,541832 4/4-2008 - 31/3-2010 0,960478 0,983903 0,960111 9/4-2010 - 30/3-2012 0,659970 0,561006 0,204579 tabel 5: Toårige korrelationskoefficienter, egen ill. Korrelation i forskellige perioder: Nikkei - OMXCB S&P - OMXCB Nikkei - S&P 1. halvdel af perioden 0,963297 0,966127 0,931360 2. halvdel af perioden 0,650355 0,934116 0,700726 tabel 6: Femårige korrelationskoefficienter, egen ill. 2012, end den der kommer til udtryk i første halvdel fra 2002 til 2007. Således kan det heller ikke ved denne fremgangsmåde, ud fra min analyserede periode, påvises at korrelationskoefficienterne 54 Kilder: Eksempelvis "Investments" s. 884 øverst og "Graziadio Business Review" artiklen: Benefits Of International Portfolio Diversification, punktopstillingen. Side 47 af 84
stiger med tiden, som følge af mere globalisering og hurtigere information - i virkeligheden nok snarere det modsatte. Jeg vurderer i højere grad, at den lavere korrelation i anden halvdel af perioden, skyldes lokale forhold, som ikke påvirker lige meget på alle markeder, end det skyldes generel udvikling. 13.4 Ændring i korrelationskoefficienter ved ekstraordinære begivenheder I det følgende vil jeg undersøge, hvordan korrelationskoefficienterne ændres, når der sker meget store kursfald på børserne. Af perioder med store aktiekurstab som vi har i frisk erindring, kan nævnes perioden omkring konkursen af den amerikanske investeringsbank Lehman Brothers, eller turbulensen under den europæiske gældskrise - som ikke er overstået endnu. Jeg vil starte analysen med at se på ændringen i korrelation, på tidspunktet omkring Lehman Brothers' konkurs. Konkursen i investeringsbanken skete d. 15 september 2008 55, men markederne var allerede begyndt at falde omkring månedsskiftet, så i min analyse har jeg valgt at tage udgangspunkt i perioden 29/8-2008 - 28/8-2009 - det vil sige et år fra det brød ud, svarende til 53 ugentlige observationer. Af tabel 7 fremgår det, at Korrelationsmatrix - finanskrise: OMXCB Nikkei225 S&P500 OMXCB 1 Nikkei225 0,947708 1 S&P500 0,960491 0,937164 1 tabel 7: Korrelationsmatrix - finanskrise, egen ill. korrelationen mellem de internationale markeder i denne periode er markant forøget, således at vi nu noterer korrelationer, der er meget tæt på at være perfekt positive. Således er korrelationen mellem OMXCB og S&P500 steget med 0,0814, mens korrelationen mellem de danske og japanske aktier steget med 0,33. Herefter ses, at alle markeder er ekstremt tæt korrelerede. Jeg noterer, at to markeder som generelt er mindre korrelerede, oplever en kraftigere stigning i korrelationskoefficienten, end markederne som på forhånd er tættere samvarierende. De endelige korrelationskoefficienter kommer herefter til at minde meget om hinanden over perioden. Det er tankevækkende at der sker en så markant ændring i linearitet i samvariationen. Når vi kan konstatere en sådan stigning i korrelationskoefficienter mellem markederne, uden omregning til samme valuta, kan man godt forstå, at der er mange praktikere der lever efter princippet om, at valutarisikoen ikke hedges. Det er jo netop i en situation som denne, at investor 55 Kilde: http://www.lehman.com/press/pdf_2008/091508_lbhi_chapter11_announce.pdf Side 48 af 84
har brug for sin diversifikation, og netop nu, at denne formindskes drastisk. Da valutakurser som beskrevet er meget lavt korreleret med aktiekurser, er der basis for at en sådan ændring i korrelation ikke slår så hårdt igennem, for en investor der ikke hedger valutarisikoen. Hvis vi i stedet ser på den nuværende europæiske gældskrise, er situationen lidt anderledes. Krisen affødte store kursfald på børserne fra juli 2011, igangsat af en række forskellige faktorer. Af sådanne kan nævnes: skuffende nøgletal fra Korrelationsmatrix - gældskrise: OMXCB Nikkei225 S&P500 OMXCB 1 Nikkei225 0,755763 1 S&P500 0,932603 0,687908 1 Tabel 8: Korrelationsmatrix, gældskrisen, egen ill. USA, skuffende regnskaber fra europæiske virksomheder, stor politisk splittelse i USA og investorernes frygt for, at Spanien og Italien er i en værre økonomisk situation end først antaget - det hele samtidig med, at Grækenlands seneste hjælpepakke ikke formåede at berolige investorerne 56. På baggrund af disse forhold er periodens korrelation mellem USA og Danmark steget 0,05 til igen at være meget høj. Korrelationen mellem Danmark og Japan er steget 0,14, det vil sige ikke helt ligeså meget som ved finanskrisen, og der noteres stadig en koefficient der, ud fra en diversifikationsvinkel, må anses som værende acceptabel. Endelig ser vi, at korrelationen mellem USA og Japan er faldet med 0,076 siden udgangspunktet. Jeg forventede en ændring i korrelationskoefficienterne, i et omfang der mindede om det vi så ved finanskrisen. Årsagen til at det ikke gør sig gældende for de korrelationer hvor Japan indgår, mener jeg skyldes det meget lokale forhold der indtræf i Japan i marts 2011. Den 11. marts 2011 blev Japan ramt af et kraftigt jordskælv, som forårsagede en større tsunami der kostede store skader, bl.a. på infrastruktur og på atomkraftværket Fukushima. Ødelæggelserne skabte store aktiekursfald i Japan 57. Selvom det gør indtryk på investorer, når et land bliver ramt af en sådan katastrofe, lader det til, at det i overvejende grad var det japanske aktiemarked der led efter jordskælvet og Korrelationsmatrix - japansk tsunami: OMXCB Nikkei225 S&P500 OMXCB 1 Nikkei225 0,386500 1 S&P500 0,822636 0,692950 1 Tabel 9: Korrelationsmatrix - japansk tsunami, egen ill. 56 Kilde: Sydinvest.dk 57 Kilde: Jyske Bank - aktiestrategen Side 49 af 84
tsunamien. Korrelationsmatrixen er beregnet ud fra aktiekursdata i perioden 11/3-2011 til 12/8-2011. Det vil sige, at denne periode er indeholdt i den foregående analyse, vedrørende gældskrisen. Det ses af matrixen, at lineariteten i samvariationen er faldet som følge af naturkatastrofen. Specielt lineariteten mellem det danske og japanske marked er faldet, hvilket jeg mener kan være stærkt medvirkende til, at korrelationsstigningen i forbindelse med gældskrisen ikke var nær så markant, for de beregninger der inkluderede Japan, som det var tilfældet ved finanskrisen. Det kan på baggrund af dette formodes at naturkatastrofen, af investorerne, ikke betragtes som værende et globalt problem. Den sidste del af analysen inkluderede 23 parvise observationer. Det kan diskuteres, om dette er tilstrækkeligt til at få et brugbart billede af ændringen i korrelation. Jeg har dog valgt at medtage det alligevel, idet jeg mener, at jordskælvet og tsunamien godt kan være forklarende faktorer for de divergerende resultater ved finanskrisen og gældskrisen. 13.5 Delkonklusion Jeg har i afsnittet beskæftiget mig med en hypotese om, at korrelationen bliver tættere som følge mere globalisering, og hurtigere information over perioden fra 2002 til 2012. Jeg bestemte først korrelationen mellem markedspriserne på baggrund af alle 10 analyserede år, og fandt ud af, at det danske og amerikanske marked er tættere korrelerede end det danske og japanske, eller japanske og amerikanske. Herefter undersøgte jeg, hvordan korrelationen var i de fem toårs perioder. Korrelation mellem Nikkei og OMXCB svingede mellem 0,495 og 0,961, mellem S&P og OMXCB bevægede den sig mellem 0,561 og 0,984, og mellem Nikkei og S&P så vi korrelationssvingerne mellem 0,205 og 0,960. Der var ingen generel sammenhæng i svingningerne. Jeg forsøgte at finde en generel tendens ved at skifte inddeling, så jeg grupperede dataene i 2 perioder á 5 år. Dette viste et fald i korrelationerne over perioden, således at Nikkei/OMXCB faldt fra 0,963 til 0,650, S&P/OMXCB faldt fra 0,966 til 0,934, og Nikkei/S&P faldt fra 0,931 til 0,701. Da jeg er bevidst om, at enkeltstående begivenheder kan forårsage markante svingninger i korrelationskoefficienterne, og det ikke kan udelukkes at være hovedårsagen til de lavere værdier, kan jeg heller ikke bestemme en entydig tendens på baggrund af dette. At jeg ikke kan se en mærkbar ændring over de sidste 10 år, synes dog efterfølgende også logisk nok, idet internettet eksisterede i 2002, og man må formode at børserne havde adgang til nærmest ligeså meget og ligeså hurtig information, som vi har det i dag. Side 50 af 84
Herefter undersøgte jeg, hvordan korrelationskoefficienterne ændredes under finanskrisen, gældskrisen og det japanske jordskælv med efterfølgende tsunami. For overskuelighedens skyld, har jeg samlet resultaterne i tabel 10. Jeg kan konkludere, at korrelationerne ændrede sig meget kraftigt under finanskrisen, således, at der nærmest var perfekt positiv korrelation i året efter Lehman Brothers gik konkurs. Ligeledes så vi, at dette gjaldt Korrelation mellem Alle årene Finanskrisen Gældskrisen Tsunamien OMXCB/Nikkei225 0,618262 0,947708 0,755763 0,386500 OMXCB/S&P500 0,879100 0,960491 0,932603 0,822436 Nikkei225/S&P500 0,763641 0,937164 0,687908 0,652950 tabel 10: Korrelationer ved ekstraord. begivenheder, egen ill. uanset det tidligere niveau af korrelation, og den laveste koefficient herefter blev noteret til mere end 0,93. Således blev korrelationen mellem Danmark og Japan justeret mere op, end det var tilfældet for korrelationen mellem Danmark og USA. Under gældskrisen var det kun korrelationen mellem Danmark og USA, der havde samme udvikling, som vi konstaterede ved finanskrisen. Mellem USA og Japan, samt Danmark og Japan, oplevedes tvært imod faldende korrelation. Forskellen skyldes sandsynligvis naturkatastrofen i Japan, som var i samme periode som gældskrisen. Ud fra korrelationerne at dømme, påvirker naturkatastrofen ikke de amerikanske og danske markeder i nær så høj grad, som det er tilfældet for det japanske marked. Da der herefter ikke er samme linearitet i samvariationen, falder koefficienterne hvor Japan indgår, og dette påvirker således både tallene for analysen vedrørende naturkatastrofen og analysen omkring gældskrisen. Jeg kan hermed konkludere, at lineariteten i samvariationen bliver forøget ved ekstraordinære begivenheder af global økonomisk karakter, mens der er lokale forhold, der samtidig kan bremse samvariationen. 14.0 Investeringshorisontens betydning Igennem hele opgaven har jeg beskæftiget mig med en investeringshorisont på en måned. Formålet med investering er dog forskelligt - den investeringsprofil der passer ind i en privatpersons økonomi, svarer formentlig aldrig til en pensionskasses planer. Af samme årsag kan der være behov for forskellige investeringshorisonter, og det er interessant at se, hvordan forventet afkast/risiko forholdet ændrer sig, hvis investor har kortere eller længere horisont end en måned. Side 51 af 84
Jeg har yderligere valgt at udarbejde to sæt beregninger. Ét sæt beregninger fokuserer på en meget kort horisont på en uge, og ét sæt der har en længere horisont på et kvartal. Begge sæt er uden afdækning af valutarisiko på de udenlandske indeks. For at kunne udarbejde beregningerne, har jeg igen været nødt til at træffe nogle valg omkring risikofri rente, og risikopræmien på markedet. Vi husker, at jeg ved konstruktionen af de månedlige benchmarkporteføljer, valgte at lade den risikofri rente være det aritmetiske gennemsnit, af det seneste års månedlige rentesatser. Dette valgte jeg, da jeg ikke ville ende op med en sats, der er 3,3 gange højere end det nuværende niveau - og da investeringshorisonten i det afsnit kun var en måned, ville det ikke være sandsynligt at renten bliver 3,3 gange højere, i løbet af den periode. figur 27: Beregning af Rf og risikopr., kvartal, egen ill. Ved beregning af disse porteføljer har jeg valgt noget tilsvarende. Nemlig at beregne renten, som værende det aritmetiske gennemsnit af de sidste 12 ugers, henholdsvis kvartalers, rentesatser. Dermed har jeg et tilsvarende estimat, som heller ikke denne gang er urealistisk højt. Til beregning af markedets risikopræmie, har jeg igen valgt indekset OMXCB GI, da dette indeholder udbyttebetalinger. Jeg har som i den tidligere del af analysen valgt at beregne løbende afkast af indeksets 10-årige historik, og ved hver observation fratrække den risikofri rente, for til sidst at beregne de aritmetiske gennemsnit af rækken af resultater. I figur 27 ses et eksempel på beregningen - eksemplet er fra den kvartalvise beregning. Jeg har foretaget tilsvarende beregninger på ugebasis, hvor risikofri rente havner på 0,00013854 pr. uge, svarende til ca. 0,72 % årligt, mens markedets ugentlige risikopræmie bliver 0,0015524, svarende til ca. 8,07 % årligt. For overblikkets skyld indsætter jeg en oversigtstabel, over værdierne skaleret op til årlige tal: Således fremgår det, at risikopræmien på markedet varierer ved forskellige investeringshorisonter. Det bliver interessant at se, hvordan dette påvirker Uge Måned Kvartal Risikopræmie, marked 8,0726 % 7,0558 % 9,2111% Risikofri rente 0,7204 % 0,9785 % 0,8775 % Tabel 11: Risikopræmie og risikofri rente ved forskellige horisonter, egen ill. Side 52 af 84
porteføljernes performance. Mht. risikofri rente, tror jeg forskellen hovedsageligt ligger i en mindre estimationsfejl, da jeg har været nødt til at foretage valg, og således basere beregningerne på forskellige perioder. Jeg vurderer dog fortsat analysen som valid da det ikke er meget der afviges, og idet jeg fortsat ikke mener det giver mening at foretage beregningerne på baggrund af mange års historik, når renten netop er meget lav pt. og vi har en relativt kort investeringshorisont. 14.1 Ændring af investeringshorisont til en uge på den lille portefølje I det følgende vil jeg beskrive mine resultater efter ændring af investeringshorisonten til en uge. Der er altså her tale om en horisont, som nok sjældent er aktuel for private investorer, men som kunne være aktuel for eksempelvis hedgefonde eller pensionskasser. Som det ses af figur 28 giver den Sharpe Ratio optimale portefølje en beholdning af de udenlandske indeks, på omkring 40 % af porteføljen, mens de sidste 60 % er fordelt på de danske aktier. På denne ultrakorte horisont bliver det forventede afkast ca. 0,14 % pr. uge, svarende til ca. 7,3 % årligt. Dette er højere end ved den sammenlignelige portefølje vist i figur 15 på side 26, hvor niveauet lå på omkring 6,5 % årligt. Når vi går videre til standardafvigelsen, har vi ligeledes lidt forskellighed. Vi ser af figuren, at standardafvigelsen bliver ca. 2,75 % pr. uge, hvilket skaleret op til årlige tal giver ca. 19,86 %. For den tilsvarende månedlige investering, er denne lidt lavere på ca. 17,37 %. Det kommer ikke bag på mig, at standardafvigelsen er højere, når vi har en kortere investeringshorisont. Sharpe Ratio bliver som følge af de nævnte tal 0,04586, svarende til 0,3307 pr. år baseret på værdierne, og skaleret op til årlig horisont. På den tilsvarende portefølje var Sharpe Ratio 0,3192, så forholdet mellem forventet afkast og risiko er altså forbedret, ved at have en kortere horisont. Idet standardafvigelsen er forværret, er forbedringen i Sharpe Ratio drevet af det forbedrede forventede afkast. figur 28: lille pf., ugehorisont, uden valutaafdækn., egen ill. For at komme videre herfra, er det nemmeste at se på selve ligningerne for årligt forventet afkast. Side 53 af 84
Denne er som standard:. Hermed får vi: Ved at ændre investeringshorisonten fra en måned til en uge, er de blå værdier forbedret, mens de røde værdier er forværret. Dvs. at det er beta og risikopræmien, der i kombination trækker forventet porteføljeafkast, og dermed Sharpe Ratio op. Da risikopræmien på markedet er steget med 14,4 %, mens porteføljens beta kun er steget med 3,5 %, skyldes ændringen altså primært en stigning i markedets risikopræmie. Stigningen i dette nøgletal har jeg kommenteret på i forrige delafsnit. Selvom det er af mindre karakter, synes jeg dog samtidig det er interessant at bemærke ændringen i porteføljens beta, som følge af den ændrede investeringshorisont. På ugebasis, og med den givne vægtfordeling, er der en større del af de enkelte aktivers afkast, der er forklaret af svingninger på markedsniveau, end det gør sig gældende i analysen på baggrund af månedsdata. 14.2 Ændring til investeringshorisont til en uge på den store portefølje Jeg retter nu blikket mod den mere veldiversificerede portefølje. Når jeg optimerer den ugentlige Sharp Ratio, finder jeg en portefølje bestående 9,6 % i de to udenlandske indeks, og 10,6 % i Mærsk aktierne 58 - så dette minder jo meget om, hvad vi er vant til at se. Med denne fordeling, og den korte investeringshorisont, bliver det forventede afkast ca. 1,6 % pr. uge, svarende til 8,27 % årligt, som det fremgår af figur 29. Dette kan sammenlignes med porteføljen med månedlig horisont, som viste et årligt forventet afkast på 7,94 % - dvs. at vi nu oplever en mindre forbedring af forventet afkast. Når vi retter blikket mod risikoen, ser vi at denne bliver 2,9 % pr. uge, svarende til 20,82 % årligt. Til sammenligning havde vi standardafvigelse på 19,98 % figur 29: Stor pf., ugehorisont, uden valutaafdækn., egen ill. på månedshorisonten. Dermed ser vi altså igen en forværring af standardafvigelsen. 58 Se Bilag 9: vægtning i stor portefølje incl. udenlandske indeks - ugedata Side 54 af 84
Sharpe Ratio kan her opgøres til 0,3623 pr. år - naturligvis beregnet på baggrund af opskalerede værdier. Til sammenligning var den 0,3482 på den månedlige horisont. Dvs. vi igen har en forbedring af forventet afkast/risiko forholdet, som følge af et forbedret forventet afkast. Igen kan jeg opstille formlen for forventet afkast, med de aktuelle værdier Vi ser her at på trods af, at såvel risikofri rente som porteføljens beta er faldet, stiger det forventede porteføljeafkast. Det er altså således udelukkende stigningen i risikopræmie på markedet, der driver ændringen i forventet porteføljeafkast og Sharpe Ratio. Beta er her på den veldiversificerede portefølje faldet - og faktisk med hele 5,2 %. Dette skyldes primært, at aktiernes gennemsnitlige afhængighed af markedet er faldet, når vi går ned på ugebasis - her kan beregnes en gennemsnitlig beta på 0,86, mens den på månedsbasis var 1,01. Det virker plausibelt, idet enkelte aktiers afkast kan svinge på kort sigt, men generelt nå at rette sig igen på lidt længere sigt - i dette tilfælde på en måned. 14.3 Ændring af investeringshorisont til et kvartal på den lille portefølje Hvis vi går længere over mod den anden grøft, og forlænger investeringshorisonten til et kvartal, har vi igen resultater, som afviger fra udgangspunktet. Som jeg har skitseret i figur 30, er vægten af de udenlandske indeks nu oppe på 56,5 %. Den månedlige horisont i kombination med denne vægtfordeling, ender ud i et kvartalsvis forventet afkast på 1,97 %, svarende til et årligt afkast på 7,90%. Det samme blev beregnet til ca. 6,5 % på porteføljen med månedshorisont. Går vi videre, og ser på standardafvigelsen, konstateres en kvartalsvis sats på 9,44 %, svarende til en årlig risiko på 18,89 %. Denne viser således en forværring i forhold til udgangspunktet, hvor den var 17,37 % årligt. figur 30: Lille pf., kvartalsdata, uden v-afdækn., egen ill. Side 55 af 84
Sharpe Ratio bliver 0,1858 pr. kvartal, og 0,3717 pr. år baseret på de skalerede værdier. Hermed oplever vi igen en forbedring fra udgangspunktet, hvor Sharpe Ratio var 0,3192. Da vi ser en forværret standardafvigelse, og et forbedret forventet afkast, skyldes stigningen i Sharpe Ratio igen stigningen i forventet afkast. Jeg kan således igen opstille regnestykket Som det ses, er det igen markedets risikopræmie der driver stigningen i forventet afkast, og dermed også Sharpe Ratio. 14.4 Ændring af investeringshorisont til et kvartal på den store portefølje I denne udgave af den store portefølje, vægter de udenlandske indeks med tilsammen ca. 16,4 %, Mærsk aktierne kommer herefter med 10,27 % af porteføljen 59. De to udenlandske indeks er altså med kvartalsdata gået markant frem i vægtene i forhold til ugedata, hvor de udgjorde omkring 10 %. Jeg noterer et forventet afkast på 2,58 % pr. kvartal, svarende til 10,35 % årligt. Til sammenligning havde vi et forventet afkast på 7,94 % på månedsbasis - så man må sige, at den længere horisont har betydet noget for dette nøgletal. Standardafvigelsen er også steget markant, fra 12 % pr. kvartal, svarende til 24,1 % pr. år. Ved månedlige data, fik vi en standardafvigelse på 19,98 % når der, for sammenligningens skyld, blev skaleret op til årlige værdier. Dette fører til en Sharpe Ratio på 0,1964 pr. kvartal, svarende til 0,3928 pr. år. Når dette sammenlignes med tallet for månedsdata på 0,3482, noteres således en markant fremgang. Jeg kan heraf endnu engang konkludere, at fremgangen i Sharpe Ratio er drevet af fremgang i forventet afkast, og ved opstilling af samme regnestykke som i tidligere afsnit fås: figur 31: Stor pf., kvartalsdata, uden v.afdækn., egen ill. 59 Se Bilag 10: vægtning i stor portefølje incl. udenlandske indeks - kvartalsdata Side 56 af 84
Af ligningerne fremgår det, at såvel porteføljens beta som risikopræmien på markedet er steget - hvorfor stigningen i forventet afkast samt Sharpe Ratio, er drevet af denne kombination. Markedets risikopræmie er steget med hele 30,5 %, og beta er steget 4,3 %. Det er således primært risikopræmien der trækker niveauet op. 14.5 Delkonklusion Jeg har i afsnittet vist ændringen i porteføljernes nøgletal, ved ændring af investeringshorisonten - særligt har jeg lagt vægt på at forklare ændringen i Sharpe ratio. For i første omgang at kunne konstruere porteføljerne, var jeg nødsaget til at estimere markedets risikopræmie samt risikofri rente på ny. Dette blev baseret på ugentlige og månedlige data. Som følge heraf så vi en varierende tendens, som jeg dog ikke mener har indflydelse på analysens validitet, da jeg har tilpasset værdierne så de efter min mening, er mere realistiske for de givne investeringshorisonter. Efter at have konstrueret porteføljerne, kom jeg frem til følgende udvikling i Sharpe Ratio, opskaleret til årlige satser: Lille portefølje Stor portefølje Sharpe ratio, uge 0,3377 0,3623 Sharpe ratio, måned (benchmark) 0,3192 0,3482 Sharpe ratio, kvartal 0,3717 0,3928 Tabel 12: Sharpe Ratio ved forskellige horisonter, egen ill. Det ses således, at ud fra analysen og målt på Sharpe Ratio, domineres benchmarkhorisonten af begge de øvrige investeringshorisonter. Efter at have dissekeret tallene er jeg i alle tilfælde nået frem til, at det er de nye porteføljers forventede afkast, der har trukket den relative stigning i Sharpe Ratio. Når jeg går spadestikket dybere fremgår det, at på den lille portefølje med ugehorisont, samt den store portefølje med kvartalshorisont, er det både beta og markedets risikopræmie der er skyld i ændringen. Dog er det risikopræmien der trækker det meste af læsset. Side 57 af 84
På de øvrige to porteføljer er det udelukkende stigningen i risikopræmie, der er skyld i den forbedrede Sharpe Ratio. På denne baggrund kan jeg konkludere, at ifølge analysen, har det ikke speciel stor betydning, hvilken investeringshorisont der vælges. Den største forskel i Sharpe Ratio er på 0,0525, så det må siges at være i småtingsafdelingen. Det er svært ud fra analysen at konkludere, om en meget lang eller meget kort horisont er bedst i det generelle tilfælde, idet der ikke er en entydig trend bestemt af tid. 15.0 Omkostningsaspekter ved international investering Jeg har i det foregående gennemgået en række forhold, som man skal være opmærksom på, når man overvejer at inddrage udenlandske aktier i sin aktieportefølje. Jeg vil nu se på omkostningsaspekter ved investering i udenlandske aktier, da omkostninger jo har en direkte indvirkning på investors endelige afkast, og jeg derfor ikke mener der ukritisk kan ses bort herfra. Som eksempel har jeg valgt at tage udgangspunkt i privatkunders køb af amerikanske aktier. Dette har jeg gjort, idet handelsomkostninger fylder en procentvis større andel af privatkunders omkostninger, end det gør for institutionelle investorer. Jeg vil se på forskellige måder at investere internationalt, samt forsøge at kortlægge en god måde at gribe det an. Handel med udenlandske aktier er som hovedregel dyrere end handel med danske. Der kan dog være undtagelser, eksempelvis for de nordiske lande, idet det er det samme selskab, Nasdaq OMX, der ejer de fleste af de nordiske børser. Hvis vi derimod skal uden for de nordiske rammer, er der som standard en højere pris der skal betales. Denne varierer fra depotudbyder til depotudbyder, men de ting der betales for, er typisk nogenlunde ens. Udbyderne forklarer de højere priser med, at de ikke har volumen nok på de udenlandske børser til, at det kan betale sig for dem at købe et medlemskab dertil. Derfor er de nødt til at handle igennem andre, som naturligvis tager sig betalt herfor. Herudover tager værdipapircentralen lidt for afviklingshåndtering igennem fondsbørsen 60. Jeg begynder ved at belyse den rene aktiehandel, det vil sige en privatkundes køb af en amerikansk aktie, som investoren synes godt om. I Nordea er det en relativ kompliceret sag at regne den reelle 60 Kilde: Dagbladet Børsen, artiklen: Det koster udenlandske aktier dig, 07.01.2011 Side 58 af 84
omkostning ud, idet den består af flere forskellige delelementer 61. Først betales der kurtage for selve handlen. Denne ligger ved online anlægning af ordren, på 0,5 % af volumen og minimum 100 kr. Udover dette, er der et årligt gebyr på 0,16 % + moms, beregnet af det udenlandske depots gennemsnitlige kursværdi i løbet af året, samt en kursmarginal på valutakursen på 1,10 ved omregning af DKK til USD, før det udenlandske papir kan købes. Ved en USD-kurs på 562,95 62, svarer dette til et ekstragebyr på 0,195 % Det vil sige, at hvis vi ønsker en komplet investering i S&P500 indekset, skal der foretages 500 udenlandske handler = 50.000 kr. i minimumskurtage + kursmarginal på 1953 kr. for hver vekslet million DKK + 2.000 kr. pr. år for hver million kroner investeret i depotet. Der findes internetbaserede handelsplatforme, som udfører arbejdet lidt billigere. Således koster det hos Nordnet.dk, kun 0,15 % af volumen, eller som standard minimumskurtage, 13 USD svarende til ca. 73 kr. 63 Dermed koster samme omfattende investering igennem Nordnet 36.590 kr. i minimumskurtage. Begge muligheder synes meget dyre, hvorfor det ikke virker specielt tiltalende - specielt ikke for den private investor der nok ikke skal regne med, at finde det markant billigere end på Nordnet. Professionelle investorer har givetvis bedre prissætning for handel med udenlandske aktier. Investor kan naturligvis i stedet vælge, at forsøge at replicere indekset med færre aktier, men det kræver så en stor portion analysearbejde at finde de rigtige aktier i de rigtige vægte. Herudover skal han også løbende forholde sig til vægtningen i porteføljen, da indeksets vægte jo kan udvikle sig uden at porteføljens gør det. På baggrund af dette bør investor nok i stedet overveje en investeringsforening, eller en exchange traded fund (ETF). Dette svarer til de øvrige dele af analysen, hvor jeg anså de udenlandske indeks, som enkelte aktier der investeredes i. Fordelen ved en aktivt forvaltet investeringsforening er, at når den er dansk, handles den til et dansk depot, og følger prislisterne for danske værdipapirer. Herudover er der en chance for at opnå et afkast, der er højere end markedets, da der er en porteføljemanager, der aktivt handler papirer indenfor investeringsrammerne i afdelingen, i forsøg på at slå markedet. Ulemperne er, at investeringsforeninger typisk er relativt dyre - således koster en USA-afdeling eksempelvis 1,65 i 61 Kilde: Onlineinvestering.dk, http://www.onlineinvestering.dk/produkter/prisoversigt/1051064.html 62 Kilde: Lukkekurs d. 30/4-12 iflg. http://www.valutakurser.dk/ 63 Kilde: https://www.nordnet.dk/mux/web/nordnet/afcourtage.html Side 59 af 84
årlig omkostning i procent (ÅOP) hos Nordea Invest 64, og 1,66 % hos Danske Invest 65. Aktivt forvaltede investeringsforeninger bliver desuden kritiseret for, ikke er være tilstrækkeligt dygtige til at outperforme markederne. De amerikanske økonomer Eugene Fama og Kenneth French er i en analyse af 3.156 aktivt forvaltede investeringsforeninger, kommet frem til, at investeringsforeninger efter omkostninger, samlet set underperformer markedet, med nogenlunde hvad der svarer til omkostningerne. Enkelte foreninger har slået markedet, men ser man det over den brede kam, forsvinder disse enkelte foreninger i mængden af dårlige eksempler 66. Der findes ligeledes passivt forvaltede investeringsforeninger og ETF'er. Disse forsøger at følge et indeks så nøje som muligt, og henvender sig således til investoren, der ikke tror på overnormale afkast, men blot ønsker diversifikationen. Hvis der kan findes en dansk passivt forvaltet investeringsafdeling, som har S&P500 som benchmarkindeks, vil denne være et godt bud for den private investor. Disse har typisk ÅOP i omegnen af 0,68 % 67. Hvis det ikke er muligt at finde en dansk passivt forvaltet investeringsafdeling, der har det rigtige benchmark, kan man i stedet rette blikket mod ETF'er, som altså er udenlandske indeksfonde. Disse vil så blive handlet til investors udenlandske værdipapirdepot, med de omkostninger dette medfører - men altså kun en gang minimumskurtage. 15.1 Delkonklusion Omkostninger ved handel og opbevaring af udenlandske værdipapirer, er typisk højere end hvad der gælder for danske. Dette skyldes forskellige faktorer, såsom depotudbyderens yderligere omkostninger, som følge af ikke at have et medlemskab på den udenlandske børs, samt værdipapircentralens yderligere håndtering. Disse ekstra omkostninger kommer for den private investor til udtryk gennem højere kurtage- og minimumskurtagesatser, opbevaringsgebyrer og valutakursmarginaler. De bevirker at investors endelige afkast bliver reduceret, så en naturlig del af investeringsovervejelserne bør ligge på omkostninger. For den private investor, vil det være en dårlig idé, at købe alle de aktier der findes i det udenlandske indeks, da kurtageomkostninger dermed vil løbe løbsk. Herudover har jeg undersøgt muligheden for, at få eksponeringen gennem en aktivt forvaltet investeringsforening, som dog har de svagheder, at den er relativ dyr. Derudover bliver den af økonomer kritiseret for, at 64 Kilde: Nordeainvest.dk 65 Kilde: Danskeinvest.dk 66 Kilde: E. Fama & K. Frech: "Luck Versus Skill in the Cross Section of Mutual Fund Returns", konklusionen 67 Kilde: Sparindex.dk Side 60 af 84
underperforme markedet, med hvad der svarer til omkostningerne. Endeligt kom jeg frem til, at en passivt forvaltet investeringsforening, eller en exchange traded fund, kunne være oplagte løsninger på problemet, idet disse er relativt billige, og temmelig nøjagtigt følger det ønskede indeks. Dermed opnår vi vores ønskede eksponering, og holder samtidig omkostningerne relativt lave, så der ikke går en for stor del af afkastet til dette. 16.0 Litteraturstudie omkring international diversifikation Jeg har nu kortlagt, hvordan performance i porteføljerne påvirkes, hvis investeringshorisonten ændres. I det følgende afsnit vil jeg springe til et lidt andet emne, idet jeg igen vil fokusere på gevinsten ved international spredning af investeringer samt valutarisikoen ved samme. For at supplere mine resultater, har jeg valgt at foretage et lille litteraturstudie, indeholdende resultater fra øvrige undersøgelser samt holdninger fra praktikere på området, vedrørende brugen og nytten ved international diversifikation, og sammenholde disse med mine fundne resultater. Jeg vil især fokusere på gevinsten ved brugen af udenlandske markeder, på korrelationskoefficienter, samt på tanker og evt. håndtering af valutarisikoen. Jeg gengiver, med mine egne ord, hvad der fremgår af artiklerne, og kommenterer på dette i forhold til mine fundne resultater. Benefits of International Portfolio Diversification, af adjunkt professor Burhan F. Yavas 68 : Forfatteren undersøger i relativt nøje grad, hvor signifikant korrelationen mellem det amerikanske, tyske og japanske marked er. Dette går fint i tråd med min analyse, da man må formode at det danske og tyske marked i ganske høj grad er korrelerede, således at resultaterne herfra kan overføres til danske forhold. I artiklen beskriver forfatteren, at internationale markeder er sammentømret, som følge af forskellige faktorer, herunder: "udviklingen af globale og multinationale selskaber og organisationer fremskridt indenfor IT deregulering af finansielle systemer i de store industrialiserede lande eksplosiv vækst i de internationale kapital flows" 69 68 Kilde: http://gbr.pepperdine.edu/2010/08/benefits-of-international-portfolio-diversification Side 61 af 84
Han beskriver, at der er bred enighed blandt økonomer om, at diversifikationsanbefalinger for aktier er baseret på eksistensen af lav korrelation mellem markederne. Han pointerer desuden, at hvis det er rigtigt hvad nogle studier viser - nemlig at korrelationen mellem lande er stigende med tiden, er gevinsten ved international diversifikation måske overdrevet. I artiklen beskrives omfanget af diversifikation, og hvad der sker med denne ved ekstraordinære chok til markedet. Forfatteren bruger en periode på kun 3 år og 2 måneder i perioden januar 1999 til februar 2002. Dvs. at perioden netop overlapper 11. september 2001, hvorefter der skete voldsomme udsving på de finansielle markeder. Han fandt ud af, at to af de tre landes markeder flyttede sig i samme retning i 43,3 og 54,2 % af dagene, mens alle tre markeder rykkede i samme retning i 30 % af dagene. Det samlede billede er, at markederne ikke er signifikant korrelerede, dvs. at porteføljens risiko kan nedsættes ved investering i de øvrige markeder. Det resultat stemmer overens med min analyse, der viser, at specielt risikodelen forbedres markant ved medtagelse af de udenlandske aktiver. Til gengæld beskriver artiklen, at korrelationen er blevet kraftigere siden år 2000, hvilket netop indikerer, at markederne bliver mere sammentømrede, og effekten ved udenlandsk investering med tiden mindskes. Analysen viser desuden, at i tilfælde af chok til markedet - såsom 11. september 2001 - stiger korrelationen signifikant mellem nogle markeder - i dette tilfælde de korrelationer der inkluderer USA, og uden statistisk signifikans mellem øvrige markeder. Dermed er det altså sandsynliggjort, at hypotesen om at korrelationen stiger voldsomt ved chok er sand. Dette resulterer i praksis i, at alle markeder falder simultant. Disse konklusioner går fint i tråd med mit afsnit om ændringer i markedernes indbyrdes afhængighed, idet jeg også konkluderer, at når der er tale om ekstraordinære begivenheder stiger korrelationen mellem markederne. Nogle begivenheder, som for eksempel tsunamien i Japan havde dog størst konsekvens for de japanske aktier, hvorfor dette bevirkede at korrelationen mellem Japan og øvrige markeder faldt. Jeg mener det er tænkeligt, at det havde haft en anden effekt, hvis ødelæggelserne i Japan var sket som følge af terrorhandlinger, og specielt hvis disse handlinger havde en undertone af, at ville ramme de økonomiske markeder. 69 Kilde: Adjukt professor Burhan F. Yavas, oversat fra engelsk Side 62 af 84
Betting On Currency 70, af skribent og forfatter til flere bøger: Alan Lavine. Artiklen indeholder en række udtalelser fra personer indenfor finansieringsbranchen i USA. De fremhæver deres holdninger til investering med direkte valutarisiko. Jeg anser på denne baggrund ikke kilden som valid, hvorfor jeg udelukkende bruger kommentarerne som supplement. Jeg bygger således ingen konklusioner på dem, men sammenholder i store træk, holdningerne med mine resultater. Mitchell Ratner, som er finansieringsprofessor på Rider University foreslår, at ens portefølje skal indeholde mindst 5 % i papirer noteret i udenlandsk valuta. Derudover at 20-30 % af en investeringsforenings beholdning bør være i udenlandske papirer. Herudover fremfører han, at risikoaverse investorer kan investere igennem fremmed-valuta investeringsforeninger eller ETF'er, alternativt valuta-futures for den mere sofistikerede investor. Heraf vil man opnå optimal, eller som minimum tilstrækkelig, diversifkation. Han forklarer i øvrigt, at hvis man vil være helt sikker på valutadiversifikation, er det ikke nok at have udenlandske aktier, da de er for tæt korrelerede. Det giver mere risikoreduktion, at tage valuta ind uden at aktien medtages. Også Axel Merk fra Merk Hard Currency and Absolute Return Fund er enig i, at der bør komme valutaeksponering ind for at nedjustere risiko. Ifølge ham, bør investor gøre brug af valutamarkedet da det er det mindst volatile, når der sammenlignes med aktier og obligationer. Han mener, at der er en generel misforståelse om det modsatte. Michael Kuziw, senior vice president hos Lennox Advisors i New York, mener man får rigeligt diversifikation gennem udenlandske obligationer og aktier. Han får sin valuta eksponering gennem kort udenlandsk statsobligationsgæld, udenlandsk længere løbende stats- og erhvervsobligationer, samt aktier. Han er således ikke enig med de øvrige udtalelser. Gregg Wolper fra Morningstar Inc. siger at langt størstedelen af de aktiefonde der har med udenlandske papirer at gøre, hedger ikke valutarisikoen. Porteføljeforvalterne begrunder det med, at deres investorer foretrækker en ordning, hvor der både er diversifikation fra de udenlandske aktier og den udenlandske valuta. 70 Kilde: Financial Advisor Magazine Side 63 af 84
Det går godt i tråd med min undersøgelse, om de danske investeringsforeninger, hvor jeg ikke stødte på nogen der hedger valutarisiko. William H. Browne, managing director hos Tweedy, Browne Fund Group siger, at på den lange bane kan hedging af valutarisiko, på en portefølje af aktier, ikke betale sig. Han fremfører, at der var 2 basispoint i forskel på afkastet på MSCI EAFE indekset i USD, og samme indeks hedget i forhold til USD. International investing raises questions for most investors 71, af Jonathan Clements: I artiklen interviewer journalisten en række mennesker om deres syn på international investering. Robert Ludwig, chief investment officer hos money manager SEI Investments, svarer på spørgsmål omkring aktiv allokering, og om man skal forsøge at replikere verdensporteføljen. Han svarer, at formålet med international diversifikation er, at reducere sin porteføljes volatilitet, og for at gøre det, behøver man ikke at kopiere verdensporteføljen. Laurence Smith, som er managing director hos et datterselskab til J.P. Morgan's investment management forklarer, at når din eksponering udenfor landets grænser stiger, bliver diversifikationsgevinsten løbende lavere. Han fremfører, at "når man har en tredjedel udenfor USA og resten i USA, er der ingen grund til at investere mere udenfor, med mindre man har en forventning om, at de øvrige markeder vil outperforme det amerikanske" 72. Denne påstand passer fint med min analyse, da vi jo så, at der aldrig ligger mere end 17 % i de andre landes porteføljer. Jeg er klar over, at det ikke med garanti kan direkte overføres til at gælde for Danmark, ligesom at der kan være sket meget siden artiklen blev skrevet i 1997. Laurence Smith fortæller desuden, at selvom du har 30 % udenfor USA kan du stadig mangle diversifikation, idet øvrige markeder også bliver ramt når det amerikanske marked falder drastisk. Mark Riepe, vice president hos Ibbotson Associates, som er et Chicago research firma bliver spurgt, om international diversifikation kommer fra udenlandske aktier, eller fra udenlandsk valuta. Til det svarer han, at "det kommer fra begge dele - i nogenlunde lige dele. Dem der hedger deres valutarisiko, får korrelationerne mellem markederne til at stige, og så vil diversifikationsgevinsten 71 Kilde: Wall Street Journal, 29. juli 1997. 72 Kilde: Managing director Laurence Smith, oversat fra engelsk Side 64 af 84
ikke være nær så stor" 73. Dette er en interessant pointe i forhold til min analyse, idet det giver en indikation af, at hedgede porteføljer er dårligere, end dem der ikke blev hedget. I analysen nåede jeg frem til, at det ikke gør nogen forskel, om der hedges eller ej, men det var jo også baseret på en regressionsanalyse, der indeholdte alle 10 års centrerede afkast. Det er meget tænkeligt, at hedging af valutarisikoen vil bidrage negativt til diversifikationsgevinsten, hvis vi kigger på en periode med turbulens. Is the correlation in international equity returns constant : 1960-1990? 74 Af Longin, François og Solnik, Bruno. Artiklen er gengivet i et resume på Longins hjemmeside. Formålet med analysen var, at teste hypotesen om en konstant internationalt betinget korrelation mellem aktiemarkeder. Longin og Solnik finder, en korrelationskoefficient der svinger mellem 0,30 og 0,75 over perioden fra 1960-1990. Der ses såvel en stigende tendens generelt, samt en markant ændring i koefficienten i 1987, hvor aktiemarkedet krakkede, med sorte mandag som dagen der huskes. Parret afviser hypotensen om konstante internationalt betingede korrelationer. Dette gør de med to hovedoverskrifter: Der er sket en stigning i generelle korrelationskoefficienter over den 30-årige periode. Der sker stigninger i korrelationskoefficienterne når volatiliteten i markedet stiger. Det sidste punkt går fint i tråd med min analyse, idet jeg har konkluderet, at der i perioder med meget store kursfald, sker stigninger i korrelationskoefficienten. Artiklen beskriver ikke noget om, hvilken karakter de ekstraordinære begivenheder skal have, før der sker stigning i korrelationen. På den baggrund kan jeg fortsat regne med, at min konklusion om den japanske tsunamis relativt mindre påvirkning af de internationale markeder, end det japanske, er korrekt. 73 Kilde: Vice President hos Ibbotson Associates, Mark Riepe, oversat fra engelsk 74 Kilde: www.longin.fr Side 65 af 84
Den første af konklusionerne kunne jeg ikke direkte aflæse af min analyse. Dette kan skyldes sandsynligvis, at min periode er kortere, og/eller at Solnik og Longin har brugt mere raffinerede metoder til deres konklusion herom. Investors' Challenge: Markets Seem Too Linked 75, af Shefali Anand Journalisten Shefali Anand beskriver, ved hjælp fra flere forskellige kilder, at korrelationen mellem forskellige aktivtyper stiger som tiden går, og investor har dermed et større og større problem når der skal diversificeres. Således beskrives at en Merrill Lynch rapport konkluderer, at korrelationen mellem små amerikanske aktier og S&P500 er steget fra 0,62 til 0,94 i perioden fra 2000-2006. Herudover beskrives at korrelationen mellem MSCI EAFE 76 og S&P500 er steget fra 0,32 til 0,96 på 6 år, hvilket skulle indikere, at international diversifikation heller ikke længere virker. Milton Ezrati, som er chief economist hos firmaet Lord Abbett & Co. siger at man ikke bør skille sig af med sin eksisterende portefølje, idet det blot betyder, at man ikke får den samme diversifikation som man forventede. Over årtier konvergerer forskellige aktivtyper i perioder. Det går fint i tråd med både min analyse, og med Solnik og Longin, og forklarer således, at markederne er tættere korrelerede i nogle perioder end i andre. Jeff Tjornehoj som er analytiker hos datafirmaet Lipper Inc. mener, at en forklaring på den stigende korrelation er den stigende globalisering, og at dette fænomen blot er midlertidigt. Efter nogle år mener han, at diversifikationsgevinsten vil komme tilbage. Da Tjornehoj beskriver, at en forklaring på korrelationsstigningen er stigende globalisering går jeg ud fra, at han med sit udsagn om, at diversifikationsgevinsten kommer tilbage, mener at den kommer tilbage efter en periode med turbulens. Jeg tror ikke på, at den generelle tendens til tættere korrelation fortager sig igen - snarere tvært imod. 75 Kilde: Wall Street Journal, 2. juni 2006 76 EAFE står for Europe, Australasia and Far East Side 66 af 84
17.0 Konklusion Efter konstruktionen af de danske benchmarkporteføljer, inddragede jeg det amerikanske aktieindeks S&P500 i hver af porteføljerne. Ved at bruge enkeltindeksmodellen, accepterede jeg antagelsen om, at afkastet på amerikanske aktier er bestemt af samme makroøkonomiske forhold, som afkastet på danske aktier. Efter at have foretaget lineær regression af centrerede afkast, konkludere jeg, at S&P500 fik en andel på 45 % i den lille portefølje, hvilket betød, at porteføljens forventede afkast fratrukket risikofri rente faldt med 8,09 %, og standardafvigelsen faldt med 23 %. På baggrund af udvidelsen steg Sharpe Ratio, for den mindre diversificerede investor med 5,1 % fra ca. 0,3 til ca. 0,316, ved inddragelse af de amerikanske aktier. I den store portefølje fik S&P500 en andel på ca. 10,7 %, hvilket resulterede i, at porteføljens forventede afkast fratrukket risikofri rente faldt 4,47 %, og standardafvigelsen faldt med 4,8 %. På baggrund heraf blev Sharpe Ratio forbedret med ubetydelige 0,2 % ved inddragelse af de amerikanske aktier. Ved inddragelse af Nikkei225 i den lille portefølje, som i forvejen indeholdte både danske og amerikanske aktier, så vi en aftagende forbedringstrend i Sharpe Ratio. Sharpe Ratio blev ved denne yderligere udbygning af porteføljen, kun forbedret med 1,14 %. Forbedringen var drevet af, at ændringen i standardafvigelse på -7,5 % var større end ændringen i forventet afkast fratrukket risikofri rente på -6,5 %. Samlet forbedring, siden der kun var danske papirer i porteføljen, er herefter 6,35 %. Forbedringen er drevet af forbedret standardafvigelse på porteføljen, som er faldet relativt mere end forventet porteføljeafkast fratrukket risikofri rente. Den store portefølje var på forhånd nærmest fuldt diversificeret indenfor investeringsrammerne, så tilføjelsen af de japanske aktier betød kun en minimal forbedring af Sharpe Ratio på 0,06 %. Igen skyldtes forbedringen at standardafvigelsen ændredes mest - denne gang med -2,23 % mod ændring i forventet afkast fratrukket risikofri rente på -2,17 %. Den samlede forbedring af nøgletallet er 0,238 %, hvilket nok må betyde, at udvidelsen af porteføljen til at omfatte udenlandske aktier, ud fra analysen, er spild af kræfter, når investor i forvejen holder en relativt veldiversificeret portefølje. Jeg har i opgaven koncentreret mig om den direkte valutarisiko, som fremkommer som følge af, at investor køber en aktie som er noteret i en fremmed valuta, således at værdien af denne kan svinge som følge af valutakursudsving, mens at selve aktiens pris er uændret. Forventet afkast og Side 67 af 84
standardafvigelse kan dekomponeres i en aktiedel og en valutadel, og jeg kom frem til, at de flydende valutakurser har følgende betydninger for de to udenlandske indeks: Valutakursernes betydning Ændring af standardafvigelse Ændring af forventet afkast Nikkei225, absolut ændring -2,182 %-point - 1,07 %-point S&P500, absolut ændring -1,988 %-point - 0,53 %-point Nikkei225, relativ ændring -10,7 % -19,3 % S&P500, relativ ændring -11,0 % -9,23 % Tabel 13: Valutakursers betydning for std.afv. og forv. afkast, egen ill. Analysen gav ikke et entydigt svar på, om de svingende valutakurser bidrager positivt eller negativt til diversifikationen i porteføljen. Jeg viste, hvordan de samlede porteføljer ændrede sig, hvis valutarisikoen blev afdækket. Jeg kunne på baggrund af analysen notere følgende ændringer i Sharpe Ratio som følge af valutaafdækningen: Vægtning og portefølje Ændring i Sharpe Ratio, absolut Ændring i Sharpe Ratio, relativt Uændret vægtning, lille portefølje + 0,00169 + 0,53 % Optimeret vægtning, lille portefølje + 0,00198 + 0,62 % Uændret vægtning, stor portefølje + 0,0001048 +0,030 % Optimeret vægtning, stor portefølje + 0,0001236 + 0,036 % Tabel 14: Effekt ved hedging af valutarisiko, absolut og relativ, egen ill. Hedging af valutarisiko giver således nærmest ikke nogen diversifikationsgevinst målt ved ændring i Sharpe Ratio. Resultaterne er konsistente med hvad jeg lige har konkluderet, omkring de enkelte indeks' ændring i standardafvigelse og forventet afkast, som direkte følge af valutarisiko. Jeg undersøgte, hvordan korrelationerne mellem markedspriserne havde udviklet sig gennem analyseperioden. Jeg inddelte perioden i fem toårs perioder. Korrelation mellem Nikkei og OMXCB svingede mellem 0,495 og 0,961, mellem S&P og OMXCB bevægede den sig mellem 0,561 og 0,984, og mellem Nikkei og S&P så vi korrelationssvingerne mellem 0,205 og 0,960. Der var ingen generel sammenhæng i svingningerne. Ved gruppering af dataene i 2 perioder á 5 år, fandt jeg et fald i korrelationerne, således at Nikkei/OMXCB faldt fra 0,963 til 0,650, S&P/OMXCB faldt fra 0,966 til 0,934, og Nikkei/S&P faldt fra 0,931 til 0,701. Da jeg er bevidst om, at enkeltstående begivenheder kan forårsage markante svingninger i korrelationskoefficienterne, og det ikke kan udelukkes at være hovedårsagen til de lavere værdier, kan jeg ikke bestemme en sikker entydig tendens på baggrund af den analyserede periode. Side 68 af 84
Jeg undersøgte, hvordan korrelationskoefficienterne ændredes ved ekstraordinære begivenheder. Jeg kunne konkludere, at korrelationerne blev meget kraftigt påvirket under finanskrisen, således, at der nærmest var perfekt positiv korrelation i året efter Lehman Brothers gik konkurs. Markederne blev meget tæt korreleret uanset det tidligere niveau. Påvirkningen under gældskrisen var mere broget, idet vi kun så samme ændring mellem USA og Danmark. Ud fra korrelationerne at dømme, påvirker tsunamien ikke de amerikanske og danske markeder i nær så høj grad, som det er tilfældet for det japanske marked. Dette giver faldende korrelation hvor Japan indgår, og det påvirker således både tallene for analysen vedrørende naturkatastrofen, og analysen omkring gældskrisen. Jeg kan hermed konkludere, at lineariteten i samvariationen bliver forøget ved ekstraordinære begivenheder af global økonomisk karakter, mens der er lokale forhold der samtidig kan nedsætte korrelationen. Ved ændring af investeringshorisonten på porteføljer med valutarisiko, kom jeg frem til følgende udvikling i Sharpe Ratio, opskaleret til årlige satser: Korrelation mellem Alle årene Finanskrisen Gældskrisen Tsunamien OMXCB/Nikkei225 0,618262 0,947708 0,755763 0,386500 OMXCB/S&P500 0,879100 0,960491 0,932603 0,822436 Nikkei225/S&P500 0,763641 0,937164 0,687908 0,652950 Tabel 15: Korrelation mellem markeder, ekstraord. begivenheder, egen ill. Ud fra analysen og målt på Sharpe Ratio, domineres benchmarkhorisonten af begge de øvrige investeringshorisonter. Lille portefølje Stor portefølje Sharpe ratio, uge 0,3377 0,3623 Sharpe ratio, måned (benchmark) 0,3192 0,3482 Sharpe ratio, kvartal 0,3717 0,3928 Tabel 16: Sharpe Ratio ved forskellige inv.horisonter, egen ill. Det er i alle tilfælde de nye porteføljers forventede afkast, der har trukket den relative stigning i Sharpe Ratio. Det er primært stigning i risikopræmie, der er skyld i forbedringen af forventede afkast og Sharpe Ratio. Den største forskel i Sharpe Ratio er på 0,0525, hvilket jeg mener er i småtingsafdelingen. På den baggrund kan jeg konkludere, at det ikke har speciel stor betydning for Sharpe Ratio, at investeringshorisonten ændres til en uge eller et kvartal. Det er svært ud fra analysen at konkludere, om en meget lang eller meget kort horisont, er bedst i det generelle tilfælde, idet der ikke er en entydig trend bestemt af tid. Side 69 af 84
Når man handler aktier, påvirker omkostningerne direkte resultatet, hvorfor jeg ikke mener der kan ses bort fra dette. Omkostninger ved handel og opbevaring af udenlandske værdipapirer, er typisk højere end hvad der gælder for danske værdipapirer. Det bevirker at investors endelige afkast bliver reduceret. For den private investor, vil det således være en dårlig idé at købe alle enkeltaktier i det udenlandske indeks. Der er i stedet mulighed for at vælge en passivt forvaltet investeringsforening, eller en exchange traded fund (ETF), idet disse er relativt billige, og temmelig nøjagtigt følger det ønskede indeks. Dermed opnår vi vores ønskede eksponering, og holder samtidig omkostningerne relativt lave. På baggrund af den analyserede periode, og målt ved Sharpe Ratio, giver international aktiediversifikation en meget lille effekt, for en i forvejen veldiversificeret investor. Der er over perioden ingen generel tendens i korrelationsændringer mellem markederne, men markant forøgelse ved ekstraordinære begivenheder af global økonomisk karakter. Dette betyder at valutarisikoens meget lille indvirkning på porteføljens Sharpe Ratio, kan forvandles til en stor positiv effekt under turbulente perioder, på grund af den lave korrelation mellem valutakurser og aktiekurser. Overordnet set vil det sige, at det giver værdi for investor, at sprede sin aktieinvestering udover landets grænser. Side 70 af 84
18.0 Kildefortegnelse og kildekritik Bøger: Bodie, Zvi & Kane, Alex & Markus, Alan J., 2011: Investments, Ninth edition, McGraw-Hill/Irwin, USA, ISBN: 978-0-07-353070-3 Sider: 180, 249, 256-257, 865, 871-875, 884, 886-887. Kildekritik: Bogen har været brugt som grundbog i undervisningen i faget Advanced Portfolio Analysis. Zvi Bodie er professor i Management ved Boston University, Alex Kane er professor i finansiering og økonomi på University of California og Alan J. Marcus er professor i finansiering ved Boston Universitet. På denne baggrund, mener jeg kilden er valid. Brealey, Richard A. og Myers, Stewart C. og Allen, Franklin, 2008: Principles of Corporate Finance, Ninth edition, McGraw-Hill, USA, ISBN: 978-007-126327-6. Sider: 774-776. Kildekritik: Alle tre forfattere er professorer i finansiering. Brealey er ansat ved London Business School, Myers ved Sloan School of Management samt Massachusetts Institute of Technology, og Allen ved The Warton School og University og Pennsylvania. Bogen er brugt som grundbog i fagene Portfolio Analysis og Corporate Finance, hvilket jeg mener er tilstrækkeligt for at kunne anse den som valid. Braun, Steffi M., 2008: Searching for the right market risk premium, Vol. 1, VDM Verlag Dr. Müller Aktiengesellschaft & Co. KG and licensors, Tyskland, ISBN: 978-3-8364-5499-5. Sider: 12-13, 43, 47. Kildekritik: Forfatteren har studeret International Business på universiteter i Dresden (D) og Salfort (UK), hun har arbejdet med Business Valuation hos PWC i Wien siden 2003 og underviser desuden i basics of business valuation på Vienna University of Technology. På trods af manglende titel (som eksempelvis professor), anser jeg kilden som valid. Dette bygger jeg på hendes omfattende studier/erfaring indenfor området, det gennemførte analysearbejde og hendes veldokumenterede konklusioner. Christensen, Michael og Pedersen, Frank, 2009: Aktieinvestering - teori og praktisk anvendelse, 3. udgave, 1. oplag, Jurist- og Økonomforbundets Forlag, Danmark, ISBN: 978-87-574-2069-2. Sider: 22. Kildekritik: Michael Christensen er lektor og studieleder på Institut for Finansiering på Aarhus Side 71 af 84
Universitet. Han er Cand. Oecon og Ph.d. og har udgivet et hav af publikationer. Frank Pedersen er ligeledes ansat ved Aarhus Universitet - i dekanens ledelsessekretariat. Han har ligeledes udgivet en række publikationer. Han er Cand. Oecon og arbejder som prodekan på universitetet. På denne baggrund, mener jeg kilden er valid. Elton, Edwin J. & Gruber, Martin J. & Brown, Stephen J. & Goetzmann, William N., 2011, Modern Portfolio Theory and Investment Analysis, Eighth edition, International Student Version, John Wiley & Sons Inc., USA, ISBN: 978-0-470-50584-7. Sider: 211. Kildekritik: Elton er professor i Finansiering ved Stern School of Business of New York University. Gruber er Professor i Finansiering, og har tidligere været formand for finansieringsinstituttet på samme skole. Brown er ligeledes Professor i Finansiering på samme skole. Goetzmann er Professor of Finance and Management Studies ved International Center for Finance på Yale School of Management. Vi har altså med en række meget kompetente mennesker at gøre. Det i kombination med, at Elton og Gruber tidligere har været anvendt som grundbog på HD Finansiering anser jeg som tilstrækkeligt, til at antage at kilden er valid. Sharpe, William, 2000: Portfolio Theory & Capital Markets, Second edition, McGraw-Hill, USA, ISBN: 0-07-135320-8. Sider: 8, 118-119, 121, 122. Kildekritik: Alene det faktum at bogen er skrevet af William Sharpe, som har været en helt central medspiller i udviklingen af porteføljeteorien som vi kender den, gør kilden valid. Internet: Dagbladet Børsen http://borsen.dk/nyheder/investor/artikel/1/198869/det_koster_udenlandske_aktier_dig.html Brugt til at finde oplysninger om omkostninger ved udenlandske investeringer. Danmarks Nationalbank: http://www.nationalbanken.dk Brugt til at læse om ERM2 samarbejdet. Side 72 af 84
Danmarks Statistik - statistikbanken: http://www.statistikbanken.dk Brugt til at finde historiske valutakurser, samt Danmarks samhandel med udlandet. Danske Invest: http://www.danskeinvest.dk Brugt til at finde oplysning om mulig valutaafdækning på indeksfonde, samt oplysninger om omkostninger ved USA afdeling. Euro Investor: http://www.valutakurser.dk/ Brugt til at finde niveau for USD-valutakurs d. 30.04.2012. Jyske Bank http://aktiestrategen.dk/438/aktierne-efter-det-japanske-jordsk%c3%a6lv/ Brugt til at læse om kursmæssige konsekvenser af jordskælvet i Japan i marts 2011. Lehman Brothers: http://www.lehman.com/press/pdf_2008/091508_lbhi_chapter11_announce.pdf Brugt til at bestemme tidspunkt for konkursbegæringen. Morningstar: http://www.morningstar.dk/dk/556/articles/53494/etf-hvad-er-det.aspx Brugt til at læse enkelt artikel om passivt forvaltede investeringsforeninger i Danmark samt ETF'er. Nasdaq OMX Nordic: http://www.nasdaqomxnordic.com Brugt dele af siden med afkastdata på aktier samt på indeks. Aktier > Historiske priser Indeks > Copenhagen, share index > Valgt OMX Copenhagen Benchmark PI Indeks > Copenhagen, share index > Valgt OMC Copenhagen Benchmark GI Nordea Bank http://www.onlineinvestering.dk/produkter/prisoversigt/1051064.html Brugt til at finde oplysninger om omkostninger for handel med udenlandske værdipapirer. Side 73 af 84
Nordea Invest: Nordeainvest.dk > Produkter > Alle afdelinger > Nordea Inv. USA Brugt til at finde oplysninger om omkostninger for handel med udenlandske værdipapirer. Nordnet https://www.nordnet.dk/mux/web/nordnet/afcourtage.html Brugt til at finde oplysninger om omkostninger for handel med udenlandske værdipapirer. PRS Group: http://www.prsgroup.com Brugt til at læse om opgørelsen af politisk, finansiel og økonomisk risiko, samt til at finde sammensat risikodata, vist i Bilag 8: Composite risk ratings - top 35 SEB: http://www.sebinvest.dk Brugt til at finde oplysning om mulig valutaafdækning på indeksfonde Spar Index: http://www.sparindex.dk Brugt til at finde oplysning om mulig valutaafdækning på indeksfonde, samt til oplysninger om omkostninger på amerikanske indeksfonde. Sydinvest: http://www.sydinvest.dk/nyheder/nyhedsarkiv/aktiekurserne-falderkraftigt.aspx?action=1&pid=1129 Brugt til at finde årsager til store aktiekursfald i juli 2011. Yahoo! Finance: http://finance.yahoo.com/ Brugt dele af siden med prisdata på S&P500 og Nikkei225. Investing + Stocks > Research Tools + Historical Quotes Side 74 af 84
Artikler: Anand, Shefali, 2006, Investors' Challenge: Markets Seem Too Linked, Wall Street Journal, USA, http://online.wsj.com/article/sb114921233148069441.html Kildekritik: Shefali Anand er journalist og klummeskribent ved Wall Street Journal. Der er refereret til artiklen i Bodie, Kane og Marcus "Investments", og i artiklen interviewes en række praktikere omkring korrelationen mellem forskellige aktiemarkeder. Jeg mener kilden er valid til brug sammenligning af resultater. Clemens, Jonathan, 1997, International Investing Raises Questions For Most Investors, Wall Street Journal, USA, http://online.wsj.com/article/sb870128560875886500.html Kildekritik: Forfatteren Jonathan Clements er Director of Financial Education for Citi Personal Wealth Management. Han har igennem 18 år haft en klumme i Wall Street Journal, hvor han skrev om privatøkonomi. En række personer, som til daglig arbejder med investering, interviewes, og vi får hermed et billede af, hvordan andre ser på emnerne. Jeg mener kilden er valid til brug for sammenligning med andres holdninger og resultater. Fama, Eugene F. og French, Kenneth R., 2009: Luck Versus Skill in the Cross Section of Mutual Fund Returns, Journal of Finance, Forthcoming, http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1356021. Brugt til afsnittet om omkostninger, og til fordele og ulemper ved investeringsforeninger. Kildekritik: Eugene Fama er professor i finansiering ved University of Chicago Booth School of Business. Kenneth French er Professor i finansiering ved Tuck School of Business, Dartmouth College. Begge er velrenommerede økonomer, blandt andet kendte for deres arbejde aktivers prissætning. Jeg mener på denne baggrund at kilden er valid nok til at bygge konklusioner på den. Lavigne, Alan, 2010: Betting On Currency, Financial Advisor Magazine, USA, http://www.fa-mag.com/component/content/article/1-features/4997-betting-oncurrency.html?tmpl=component&print=1&page= Artikel med en række interviews omkring valutaers påvirkning af diversifikation samt evt. behov for hedging af samme. Kildekritik: Forfatteren Alan Lavine er tidligere registreret investeringsrådgiver har forfattet en række bøger og er fast skribent på flere finansielle tidsskrifter. Den brugte artikel indeholder en Side 75 af 84
række interviews med forskellige mennesker der skulle have ekspertise indenfor området. Af samme årsag, ser jeg blot denne artikel som et supplement til opgaven, og vil ikke basere nogen konklusioner på denne. Longin, Francois & Solnik, Bruno, 1995, Is the correlation in international equity returns constant : 1960-1990?, Journal of International Money and Finance, USA, http://www.longin.fr/recherche_publications/recherche_publications_correlation_constant.htm Resume af artiklen. Artikel af Francois Longin og Bruno Solnik om svingende korrelation mellem nationale aktiemarkeder over tid, og under turbulente perioder. Kildekritik: Francois Longin er professor i finansiering ved ESSEC Business School og har arbejdet intenst med korrelationsændringer ved ekstraordinære begivenheder, som for eksempel markedskollaps. Bruno Solnik er professor ved Hong Kong University of Science and Technology, og har skrevet flere bøger, samt et hav af artikler til videnskabelige tidsskrifter, eksempelvis Journal of Finance. Jeg er stødt på flere artikler og bøger, hvor der henvises til parrets arbejde, og dette i kombination med deres titler mener jeg er tilstrækkeligt til at sige at kilden er valid. Yavus, Burhan F., 2007: Benefits of International Portfolio Diversification, Graziadio Business Review/ Pepperdine University, USA, http://gbr.pepperdine.edu/2010/08/benefits-of-international-portfolio-diversification Artikel fra Burhan F. Yavus om signifikans i international diversifikationsgevinst, samt effekten af diversifikation efter store choks på markedet. Kildekritik: Artiklen er skrevet af en adjunkt professor ved Pepperdine University. Han arbejder som Class Advisor på Presidential Key Executive (PKE) MBA på Graziadio School of Business and Management. Han er også professor i regnskab og finansiering ved California State University, Dominguez Hills. På denne baggrund mener jeg godt jeg kan bruge kilden, og forsøge at benchmarke mine resultater med hans i det lille litteraturstudium. Side 76 af 84
Hæfter: A.P. Møller - Mærsk A/S, Group Annual Report 2011 Sider: 49. Hentet på adressen: http://investor.maersk.com/financials.cfm Brugt til at kortlægge hvilke dele af koncernen der har størst valutarisiko. Hersom, Thomas Meinert & Andersen, Jens Verner, 2010: Formelsamling til faget Portfolio Analysis, CBS institut for finansiering. Brugt formlen for Sharpe Ratio. Nasdaq OMX, 2012: Rules for construction and Maintenance of the Nasdaq OMX and Oslo Børs All-Share, Benchmark, Tradable and Sector Indexes, Version 1.9.4, 1. marts 2012. Sider: 13. Hentet på adressen: https://indexes.nasdaqomx.com/docs/methodology_nasdaq_omx_and_oslo_bors_equity_inde xes.pdf Brugt til at lære om forskellen i OMXCB typer samt Free Float vægtningen. Noter til: Crash kursus i erhvervsøkonomisk dataanalyse, CBS, august 2010, Modul 1. Sider: 26. Hentet på Institut for Finansierings hjemmeside i 2010. Side 77 af 84
19.0 Bilagsoversigt Bilag 1: Indhold af OMX Copenhagen Benchmark pr. 26.02.2012 Bilag 2: Vægtning af største aktier i OMXCB contra OMXC20 Bilag 3: Vægtning i stor benchmarkportefølje - månedsdata Bilag 4: Vægtning i stor portefølje incl. S&P500 opgjort i DKK - månedsdata Bilag 5: Vægtning i stor pf incl. S&P500 + Nikkei225 opgjort i DKK - månedsdata Bilag 6: grafisk fremstilling af indekspriser incl. og excl. valutaomregning Bilag 7: vægtning i stor pf. incl. udl. indeks og valutaafdækning - månedsdata Bilag 8: Composite risk ratings - top 35 Bilag 9: vægtning i stor portefølje incl. udenlandske indeks - ugedata Bilag 10: vægtning i stor portefølje incl. udenlandske indeks - kvartalsdata Side 78 af 84
Bilag 1: Indhold af OMX Copenhagen Benchmark pr. 26.02.2012 Company Name A.P. Møller - Mærsk A A.P. Møller - Mærsk B Århus Elite B Atlantic Petroleum P/F Bang & Olufsen Carlsberg A/S B Chr. Hansen Holding A/S Coloplast B D/S Norden Danske Bank DSV FLSmidth & Co. G4S plc GN Store Nord Greentech Energy Systems Gyldendal B IC Companys Jeudan Jyske Bank A/S Lundbeck Newcap Holding NKT Holding Nordea Bank AB North Media A/S Novo Nordisk B Novozymes B Pandora A/S PARKEN Sport & Entertainment Rella Holding A/S Rockwool International A Rockwool International B Royal UNIBREW SimCorp Sjælsø Gruppen Sydbank TDC A/S Thrane & Thrane Tivoli A/S TK Development Topdanmark Topsil Semiconductor Materials TORM Tryg A/S Vestas Wind Systems William Demant Holding Security Symbol MAERSK A MAERSK B ELITE B FO-ATLA CSE BO CARL B CHR COLO B DNORD DANSKE DSV FLS G4S GN GES GYLD B IC JDAN JYSK LUN NEWCAP NKT NDA DKK NORTHM NOVO B NZYM B PNDORA PARKEN RELLA ROCK A ROCK B RBREW SIM SJGR SYDB TDC THRAN TIV TKDV TOP TPSL TORM TRYG VWS WDH Side 79 af 84
Bilag 2: Vægtning af største aktier i OMXCB contra OMXC20 Bilag 3: Vægtning i stor benchmarkportefølje - månedsdata Mærsk A 0,0651795 IC 0,020004 RBREW 0,012418 Mærsk B 0,0647109 JDAN 0,018966 SIM 0,024644 Århus Elite B 0,0028911 JYSK 0,0376 SJGR 0,01311 Bang & Olufsen 0,0275662 LUN 0,014005 SYDB 0,042709 CARL B 0,0347526 NEWCAP 0,004456 TDC 0,019349 COLO B 0,0179273 NKT 0,035246 THRAN 0,026072 DNORD 0,0136445 NDA DKK 0,063186 TIV 0,022547 DANSKE 0,0441248 NORTHM 0,013203 TKDV 0,012738 DSV 0,0459335 NOVO B 0,028708 TOP 0,031429 FLS 0,0303573 NZYM B 0,038752 TPSL 0,00241 GN 0,0307504 PARKEN 0,010427 TORM 0,019134 GES 0,0105615 ROCK A 0,020411 VWS 0,018307 GYLD B 0,00822 ROCK B 0,021781 WDH 0,031768 Bilag 4: Vægtning i stor portefølje incl. S&P500 opgjort i DKK - månedsdata Mærsk A 0,0581784 IC 0,017854 RBREW 0,011082 Mærsk B 0,0577984 JDAN 0,016935 SIM 0,022003 Århus Elite B 0,0025773 JYSK 0,033562 SJGR 0,011707 Bang & Olufsen 0,0246145 LUN 0,012501 SYDB 0,038142 CARL B 0,0310132 NEWCAP 0,003973 TDC 0,017282 COLO B 0,015992 NKT 0,031465 THRAN 0,023278 DNORD 0,0121748 NDA DKK 0,056387 TIV 0,020311 DANSKE 0,0393487 NORTHM 0,011777 TKDV 0,011365 DSV 0,040977 NOVO B 0,025641 TOP 0,028074 FLS 0,0271092 NZYM B 0,034596 TPSL 0,002157 GN 0,027456 PARKEN 0,009317 TORM 0,017091 GES 0,0094228 ROCK A 0,018219 VWS 0,016326 GYLD B 0,0073259 ROCK B 0,019447 WDH 0,028353 S&P500 0,107166 Side 80 af 84
Bilag 5: Vægtning i stor pf incl. S&P500 + Nikkei225 opgjort i DKK - månedsdata Mærsk A 0,0556878 IC 0,01709 RBREW 0,0106065 Mærsk B 0,0552888 JDAN 0,016235 SIM 0,0210657 Århus Elite B 0,0024701 JYSK 0,032108 SJGR 0,0111995 Bang & Olufsen 0,02356 LUN 0,011932 SYDB 0,0365096 CARL B 0,0296647 NEWCAP 0,003803 TDC 0,0165024 COLO B 0,015341 NKT 0,030098 THRAN 0,0222466 DNORD 0,0116573 NDA DKK 0,053969 TIV 0,0193509 DANSKE 0,0376743 NORTHM 0,01128 TKDV 0,0108821 DSV 0,0392312 NOVO B 0,024545 TOP 0,026875 FLS 0,0259321 NZYM B 0,033129 TPSL 0,0020606 GN 0,026279 PARKEN 0,008904 TORM 0,0163443 GES 0,0090266 ROCK A 0,017452 VWS 0,0156367 GYLD B 0,0070275 ROCK B 0,018621 WDH 0,027137 S&P500 0,1025923 Nikkei225 0,0429847 Side 81 af 84
november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK Indekspris i USD november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 november 01 marts 03 august 04 december 05 april 07 september 08 januar 10 juni 11 Indekspris i DKK Indekspris i JPY Hovedopgave HD(F), maj 2012 Bilag 6: grafisk fremstilling af indekspriser incl. og excl. valutaomregning 1000 900 800 700 600 500 400 300 200 100 0 Nikkei225 opgjort i DKK Nikkei225 20000 15000 10000 5000 0 Nikkei225 uden omregning Nikkei225 Dato Dato OMXCB PI 600 500 400 300 200 100 0 OMXCB PI Dato 12000 10000 8000 6000 4000 2000 0 S&P500 opgjort i DKK S&P500 1800 1600 1400 1200 1000 800 600 400 200 0 S&P500 uden valutaomregning S&P500 Dato Dato Side 82 af 84
Bilag 7: vægtning i stor pf. incl. udl. indeks og valutaafdækning - månedsdata Mærsk A 0,0557198 IC 0,017123 RBREW 0,010599 Mærsk B 0,0552662 JDAN 0,01625 SIM 0,0210706 Århus Elite B 0,0024728 JYSK 0,032127 SJGR 0,0112184 Bang & Olufsen 0,0235745 LUN 0,011997 SYDB 0,0365147 CARL B 0,0296901 NEWCAP 0,003804 TDC 0,0165616 COLO B 0,0153736 NKT 0,030125 THRAN 0,0222898 DNORD 0,0116661 NDA DKK 0,053954 TIV 0,0192589 DANSKE 0,0376815 NORTHM 0,011283 TKDV 0,0108734 DSV 0,0392325 NOVO B 0,024575 TOP 0,0268863 FLS 0,0259565 NZYM B 0,033132 TPSL 0,002062 GN 0,0263012 PARKEN 0,008887 TORM 0,0163732 GES 0,0090246 ROCK A 0,017447 VWS 0,0156503 GYLD B 0,0070426 ROCK B 0,018615 WDH 0,0271688 S&P500 0,0919619 Nikkei225 0,0531897 Bilag 8: Composite risk ratings - top 35 Side 83 af 84